Léto Výzkumná práce 2 Platí nekrytá úroková parita v tranzitivních ekonomikách zemí střední a východní Evropy?

© NEWTON College, a. s.

www.newtoncollege.cz

Léto 2004

Výzkumná práce 2 Platí nekrytá úroková parita v tranzitivních ekonomikách zemí střední a východní Evropy? Makroekonomický vývoj 10 Aktuální makroekonomický vývoj České republiky 25 Prognóza ekonomických ukazatelů České republiky

Léto 2004

-1-



Výzkumná práce Platí nekrytá úroková parita v tranzitivních ekonomikách zemí stř střední a východní Evropy? Úvod V souvislosti s liberalizací devizových zákonů v tranzitivních ekonomikách zemí střední a východní Evropy a s narůstajícím objemem pohybu mezinárodního zápůjčního kapitálu roste význam úrokové míry jako determinanty vývoje spotového měnového kurzu. V ekonomické teorii se nejčastěji můžeme setkat se dvěma základními hypotézami o vlivu úrokové míry na spotový měnový kurz. První hypotéza říká, že růst domácí úrokové míry vyvolá zvýšený příliv zahraničního kapitálu, což povede k následnému zhodnocení domácí měny. Druhá hypotéza nám naopak říká, že na efektivně fungujícím finančním trhu musí být vyšší domácí úroková míra ve srovnání se zahraniční úrokovou mírou nutně kompenzována znehodnocením spotového kurzu domácí měny, aby tak došlo k vyrovnání výnosnosti investic do domácích a zahraničních aktiv. Na první pohled se může zdát, že obě hypotézy jsou ve vzájemném rozporu. Zatímco první hypotéza tvrdí, že růst úrokové míry v domácí zemi vede ke zhodnocení domácí měny. Druhá hypotéza nám naopak říká, že vyšší úroková míra v domácí zemi než v zahraničí musí nutně vést ke znehodnocení domácí měny. Cílem této výzkumné práce bude provést teoretické vysvětlení dynamického vztahu mezi pohybem úrokové míry a pohybem měnového kurzu. Ukážeme, že obě hypotézy nejsou ve vzájemné kontradikci a jsou součástí jednoho dynamického procesu. Zároveň se pokusíme o nalezení vhodné ekonometrické formy pro testování platnosti hypotézy nekryté úrokové parity v tranzitivních ekonomikách zemí střední a východní Evropy. Teorie nekryté úrokové parity Hypotéza o zhodnocení mě měny př při rů růstu úrokové míry Racionálně uvažující subjekt bude investovat do domácích aktiv denominovaných v domácí měně D, pokud očekávaný výnos z těchto aktiv bude vyšší než očekávaný výnos z alternativních zahraničních aktiv denominovaných v zahraniční měně F. Při

Léto 2004

svých kalkulacích bude investor sledovat jednak úroveň úrokových měr v obou zemích, ale zároveň bude zvažovat i očekávaný vývoj spotového kurzu mezi oběma uvažovanými měnami. Konkrétně bude srovnávat úrokový faktor pro domácí měnu D se součinem úrokového faktoru pro zahraniční měnu F a indexu očekávané změny spotového kurzu. Formálně vyjádřeno investor bude pracovat se vztahem

(1 + IRDt +, tn ) = (1 + IRFt +,tn ) t +n

kde IRD , t

a

Et ( SRt + n ) , SRt

IRFt +, tn je domácí a zahraniční

úroková míra pro období t až t+n,

Et ( SRt + n )

je v čase t očekávaná hodnota spotového kurzu pro čas t+n a SRt je spotový kurz v čase t. Tento vztah nyní využijeme pro zkoumání pohybu spotového kurzu v závislosti na pohybu úrokových měr. Pro tento účel si vyjádříme hodnotu spotového kurzu samostatně na levou stranu rovnice a budeme ho uvažovat jako závisle proměnnou:

SRt = Et ( SRt + n )

1 + IRFt +,tn 1 + IRDt +, tn

.

Skutečná hodnota spotového kurzu je tedy dána součinem očekávané hodnoty spotového kurzu a poměru úrokových faktorů. První uvažovaná hypotéza říká, že zvýšení domácí úrokové míry za jinak neměnných okolností povede k apreciaci domácí měny (tj. ke kvantitativnímu poklesu spotového kurzu). Z formálně matematického pohledu tedy zkoumáme platnost následující podmínky:

∂SRt 〈0 , ∂IRDt +n,t

1 + IRFt +,tn ∂SRt = − Et ( SRt + n ) 〈0 . ∂IRDt +,tn (1 + IRDt +,tn ) 2 Vzhledem k tomu, že všechny uvažované veličiny jsou zpravidla kladné, formálně platí, že kladná změna domácí úrokové míry vede k záporné změně spotového kurzu, tj.

-2-



k apreciaci domácí měny. Ekonomicky tuto skutečnost můžeme vysvětlit následovně. Růst domácí úrokové míry by měl bezprostředně vést ke zvýšenému přílivu zahraničního kapitálu. Vyšší příliv zahraničního kapitálu způsobí na devizovém trhu převis devizové nabídky nad devizovou poptávkou a vyvolá následné zhodnocení domácí měny. Hypotéza o znehodnocení mě měny země země s vyšší úrokovou mírou Tato hypotéza říká, že na efektivně fungujícím finančním a devizovém trhu musí být vyšší domácí úroková míra ve srovnání se zahraniční úrokovou mírou nutně kompenzována znehodnocením domácí měny, aby tak došlo k vyrovnávání výnosnosti investic do aktiv denominovaných v obou měnách. Spotové kurzy se tak mění proto, že odrážejí tendenci k dosažení rovnováhy na trhu kapitálu. Vyjádřeme si kurzové vlivy na levou stranu rovnice a úrokové vlivy na pravou stranu rovnice a od obou stran odečtěme hodnotu jedna

1 + IRDt +,tn Et ( SRt + n ) −1. −1 = SRt 1 + IRFt +,tn Po úpravách dostáváme

Et ( srtt + n ) = kde

IRDt +, tn − IRFt +,tn 1 + IRFt +,tn

,

Et ( srtt + n ) je v čase t očekávaná změna

spotového kurzu za období t až t+n. Tato rovnice nám říká, že v rovnovážném stavu očekávaná změna spotového kurzu musí přibližně odpovídat úrokovému diferenciálu, pokud je jmenovatel blízký 1. Problémem je, že tento vztah je netestovatelný, neboť nemáme explicitně měřitelné informace o očekávaných změnách kurzů. Řešení tohoto problému v souladu s teorií efektivních trhů by bylo následující. Předpokládejme, že co je na trhu očekáváno, se musí dříve nebo později stát skutečností, tj.

srtt + n = E t ( srtt + n ) . Dále předpokládejme, že zahraniční úrokové míry jsou relativně nízké a hodnota jmenovatele ve výrazu nekryté úrokové parity se blíží k jedné. Po substituci a uvažovaném zjednodušení dostáváme

Et ( srtt + n ) = srtt + n = IRDt +,tn − IRFt +,tn . Skutečná relativní změna spotového kurzu by měla kompenzovat úrokový diferenciál (vyšší

Léto 2004

domácí úroková míra než zahraniční úroková míra by měla být spojena s depreciací domácí měny). Pouze v tomto případě budou spekulanti v rovnováze a nebudou preferovat jednu měnu před druhou. Modelová syntéza obou hypotéz Jakým způsobem je možné sladit obě hypotézy o vlivu úrokové míry na měnový kurz? Jak již bylo řečeno, obě hypotézy popisují jeden proces, avšak v rozdílném okamžiku. V následujícím modelovém výkladu budeme na počátku předpokládat nulovou domácí i zahraniční inflaci. Z tohoto předpokladu vyplývá, že nominální a reálné úrokové míry se rovnají a v souladu s relativní verzí parity kupní síly je dlouhodobě očekávaná hodnota spotového kurzu neměnná, tj. Et ( SRt + n ) = konst. Modelově začneme v čase t v bodě A, kdy domácí úroková míra a zahraniční úroková míra jsou shodné a úrokový diferenciál je roven nule

IRDt +, tn − IRFt +,tn = 0 . Současně není

očekávána změna kurzu, tj.

Et ( srtt + n ) = 0 .

Dále předpokládejme, že v čase t+1dojde k růstu domácí úrokové míry. Díky této změně se posuneme z bodu A do nerovnovážného bodu B, kde platí

Et ( srtt + n )〈 ( IRDt +,tn − IRFt +,tn ) . Porušení rovnováhy na devizovém trhu z pohledu spekulantů vyvolá v čase t+2 zájem o investice do aktiv denominovaných v domácí měně, které nabízejí vyšší očekávaný výnos než zahraniční aktiva. Příliv kapitálu povede ke zhodnocování domácí měny, tj. SRt z pohledu kvantitativního klesá. Apreciace domácí měny se zastaví až v bodě C, kde spekulanti začnou očekávat znehodnocení domácí měny, které odpovídá rozdílu v úrokových mírách

Et ( srtt + n ) = ( IRDt +,tn − IRFt +,tn )〉 0 . Až v této chvíli budou spekulanti v rovnováze a nebudou preferovat jednu měnu před druhou. Investice do aktiv denominovaných v domácí měně sice budou nabízet vyšší úrokový výnos než investice do zahraničních aktiv. Toto vyšší úrokové zhodnocení spekulačního kapitálu však bude zároveň plně kompenzováno očekávaným znehodnocením domácí měny. Bod C je pouze rovnováhou parciální a krátkodobou (příp. střednědobou), neboť je rovnováhou pouze jedné skupiny ekonomických subjektů devizových

-3-



spekulantů. Očekávané znehodnocení kurzu v kombinaci s kladným nominálním a reálným úrokovým diferenciálem není trvale udržitelným rovnovážným stavem. V poslední fázi dynamického procesu (čas t+m+1) proto dochází vedle prosazení depreciačních očekávání

srt

t +n

= Et ( srt

t +n

Et ( srtt + n ) = IRDt +,tn − IRFt +,tn − rP , kde

),

tj. prosazení pravidla „co je očekáváno, to se stává skutečností“, i k současnému sbližováním domácích a zahraničních reálných a nominálních úrokových měr. Zahájení této poslední fáze dynamického procesu je z hlediska praktického i teoretického nejsložitějším momentem dynamického procesu. Pro úspěšnost spekulace je důležité odhadnout správný moment pro „vystoupení z rozjetého spekulačního vlaku“. Z hlediska teoretického je pak otázkou, co je spouštěcím mechanismem závěrečné fáze. Proces sbližování úrokových mě m ěr a depreciace mě měnového kurzu – teorie a role měnové politiky Ekonomická teorie nabízí dvě varianty sblížení domácích a zahraničních úrokových měr. V obou případech se však jedná o sblížení úrokových měr na reálném základě, přičemž nominální úrokové míry mohou zůstat rozdílné. Mezinárodní Fisherův efekt (Fisher, 1930) předpokládá, že reálné bezrizikové úrokové míry (RIR) jsou v rovnovážném stavu shodné a rozdíl v nominálních úrokových mírách (IR) je plně kompenzován prostřednictvím rozdílných temp inflace (p). Platí tedy

E t ( srtt + n ) = IRDt +,tn − IRFt +,tn =

[

] [

]

= RIR Dt +,tn + E t ( p D ,t + n ) − RIR Ft +,tn + E t ( p F ,t + n ) =

[

]

= ( RIRDt +,tn − RIRFt +,tn ) + Et ( p D ,t + n ) − Et ( p F ,t + n ) , přičemž rovnovážný stav je charakterizován podmínkou

RIRDt +,tn − RIRFt +,tn = 0 . Je otázkou, zda příliv kapitálu do země, který je v počátečním stavu motivován vyšší nominální a reálnou úrokovou mírou, vede postupně k nárůstu inflačních očekávání a skutečně pozorované inflace. V rámci teorie portfolia (Branson, 1976) se rozdíl v domácích a zahraničních nominálních úrokových mírách může kompenzovat

Léto 2004

prostřednictvím pohybu rizikové prémie (rP). Riziková prémie je pozitivní funkcí podílu investic do domácích aktiv (AD) a zahraničních aktiv (AF). Platí

rP = (

AD ). AF

Příliv kapitálu do domácí země, který je v počátečním stavu motivován vyšší domácí nominální a reálnou úrokovou mírou, vede ke změně měnové struktury portfolií investorů a k postupnému nárůstu požadované rizikové prémie. I v tomto případě rozdíl nominálních úrokových měr může být zachován a sbližují se pouze reálné úrokové míry počítané na rizikovém základě. V procesu sbližování domácích a zahraničních úrokových měr mohou hrát významnou roli i centrální banky. Po opuštění monetaristické koncepce měnové politiky se centrální banky rozhodují mezi třemi základními cíli měnové politiky – inflačním cílem, pevným kurzem a vnitřní rovnováhou ekonomiky. Operativním nástrojem se ve většině případů stává krátkodobá úroková sazba centrální banky (IRCB). Pokud centrální banka svojí úrokovou politikou sleduje vnitřní rovnováhu ekonomiky,1 je možno její reakční funkci definovat následujícím způsobem

[

]

IRCB ,t = f IRCB,t −1 , YP ,t − YPOT ,t , X t , kde YP je skutečná výše HDP, YPOT je výše potenciálního HDP a X jsou ostatní veličiny vstupující do reakční funkce. Politika vysokých nominálních a reálných úrokových sazeb se zpravidla po čase dostává do rozporu se snahou o udržení ekonomického růstu na úrovni růstu potenciálního produktu. Na hospodářský růst negativně působí jak vysoké reálné úrokové sazby, tak i nadhodnocený měnový kurz. Centrální banka je proto nucena snížit svojí krátkodobou úrokovou sazbu. Subjekty na devizovém trhu se snaží předvídat chování centrální banky v oblasti úrokových sazeb, neboť úroková sazba centrální banky je významnou determinantou tržních úrokových sazeb. Spekulanti jsou si vědomi skutečnosti, že po období vysokých nominálních a reálných 1

Česká národní banka od počátku roku 1998 oficiálně deklaruje systém cílování inflace. Ortodoxní transmisní mechanismus založený na cílování inflace však realizovala pouze v relativně krátkém počátečním období. V posledním letech je jí vlastní komplexnější přístup, ve kterém značnou váhu má sledování vztahu mezi skutečným a potenciálním růstem HDP.

-4-



úrokových sazeb musí v souladu s reakční funkcí centrální banky přijít jejich snížení. Zpětná depreciace kurzu může být proto vyvolána pouhým očekáváním snížení úrokových sazeb centrální banky (skutečné snížení úrokových sazeb centrální banky pak přichází s určitým zpožděním). Námi diskutované vztahy naznačují možnost testovat hypotézu nekryté úrokové parity na základě následujícího formálního modelu

Úrokový diferenciál mezi ČR a USA a relativní změ změ ny spotového mě mě nového kurzu CZK/USD v letech 1998 – 2003 25 20 15 10 5

srtt + n = a 0 + a1 ∆( IRDt +,tn − IRFt +,tn ) + u t , předpokládáme

při

-25

-15

-5

-5

-15

srtt + n = b0 + b1∆( RIRDt +,tn − RIRFt +,tn ) + vt ,

-25

kde RIRD představuje reálnou domácí úrokovou míru a RIRF značí reálnou zahraniční úrokovou míru. Dále předpokládáme b1 〈 0 a

b0 = 0 .

Tento vztah by měl opět platit ve všech fázích výše popisovaného dynamického procesu. Empirická verifikace Na následujícím obrázku můžeme na příkladě kurzu české koruny a amerického dolaru (období 1998 – 2003, čtvrtletní data) pozorovat grafický test nekryté úrokové parity pomocí tradičního modelu. Z našeho obrázku je patrné, že napozorované body se nenalézají v blízkosti přímky 45°. Model byl dále testován kointegrační analýzou (Johansenova metoda kointegrace založená na VAR modelu) na příkladě mezičtvrtletních změn spotového kurzu CZK/USD a tříměsíčního úrokového diferenciálu české koruny a amerického dolaru v období volně pohyblivého kurzu české koruny (časové řady s měsíční frekvencí, období 1998-2003). Při ekonometrické analýze bylo dosaženo následujících výsledků (t-statistiky parametrů uvádíme v závorkách):

srt = 1,4693 − 0,7988( IRCZK − IRUSD ) t . (-2,4466) R = 0,3085, adj. R2 = 0,2509 2

5

15

25

-10

Model nekryté úrokové parity vyjádřený v předchozí rovnici může být testován i na podmínce reálného úrokového diferenciálu

dále při neexistenci rizikové prémie

IRCZK-IRUSD

0

a1 〈 0 a dále neexistenci rizikové prémie a 0 = 0 . kde

sr

-20

Poznámka: Úrokový diferenciál je odvozen z tříměsíčních sazeb mezibankovního trhu s depozity; změna spotového kurzu je počítána jako tříměsíční změna kurzu CZK/USD. Pramen: ČNB a Fed.

Johansenův test kointegrace indikoval existenci jednoho kointegračního vektoru na 5% hladině významnosti. Záporná hodnota parametru a1 (tj. kladný úrokový diferenciál vede k apreciaci kurzu domácí měny) je v rozporu s hypotézou efektivních trhů. Tento výsledek říká, že v případě vyšších korunových úrokových sazeb než dolarových úrokových sazeb spekulant investující do českých korun dlouhodobě inkasuje dvojí mimořádný výnos – jak z úrokového diferenciálu, tak i z apreciace spotového kurzu české koruny. V případě nižších korunových úrokových sazeb než dolarových úrokových sazeb platí opak. Sporná je i kladná hodnota rizikové prémie (parametr a0), která indikuje americký dolar jako více rizikovou měnu ve srovnání s českou korunou. Prostřednictvím kointegrační analýzy (Johansenova metoda založená na VAR modelu) a modelu korekce chyb s využitím stejného souboru dat bylo dosaženo následujících výsledků (t-statistiky parametrů uvádíme v závorkách): → kointegrační rovnice časové řady mezičtvrtletních změn kurzu a změn úrokového diferenciálu nominálních tříměsíčních úrokových sazeb

sr = −1,2703 − 1,9442∆( IRCZK − IRUSD ) t , (-2,3473)

Léto 2004

-5-



→ model korekce chyb ∆srt = −0,4968[srt −1 + 1,9442∆( IRCZK − IRUSD ) t −1 + 1,2703] + + 0,3791∆srt −1 + 0,2487∆srt − 2 + 0,6199∆2 ( IRCZK − IRUSD ) t −1 +

+ 1,3829 ∆2 ( IR CZK − IRUSD ) t − 2 − 0,1698 ,

R2 = 0,3791, adj. R2 = 0,3274 → kointegrační rovnice časové řady mezičtvrtletních změn kurzu a úrokového diferenciálu reálných tříměsíčních úrokových sazeb

sr = −2,5892 − 3,0228∆( IRCZK − IRUSD ) t , (-3,3745) → model korekce chyb ∆srt = −0,3946[srt −1 + 3,0228∆( IRCZK − IRUSD ) t −1 + 2,5892] + + 0,3792∆srt −1 + 0,1591∆srt − 2 + 0,4432∆2 ( IRCZK − IRUSD ) t −1 +

Záporná hodnota parametrů a0 a b0 v kointegračních rovnicích signalizuje existenci rizikové prémie, která indikuje relativně vyšší riziko u investic do českých korun. Záporné znaménko u parametrů a1 a b1 v obou kointegračních rovnicích je v souladu s teoretickými předpoklady. Parametry přizpůsobení v modelu korekce chyb mají předpokládaná záporná znaménka (-0,4968 a 0,3946), což je v souladu s předpoklady o stabilitě modelu. Nižší hodnota tohoto parametru v absolutní hodnotě ve druhém případě (případ reálného úrokového diferenciálu) však signalizuje pomalejší návrat spotového kurzu ke své dlouhodobé rovnovážné hodnotě. Stejné odhady byly provedeny i pro další tranzitivní země (tabulka 1 a 2).

+ 1,1007∆2 ( IRCZK − IRUSD ) t −2 − 0,1969 , R2 = 0,3397, adj. R2 = 0,2847

Léto 2004

-6-



Tabulka 1: Vztah mezi mě ěnovým kurzem a nominálním úrokovým diferenciálem1) mezi spotovým m Parametr a1 Parametr a0 Model R2 (konstanta) korekce chyb Č eská republika -1,9442 -1,2703 -0,4968 0,38 (-2,3473) (-5,5623) Bulharsko 2) 69,7431 -13,2415 -0,0319 0,03 (1,2723) (-1,3225) Estonsko -6,4410 -0,2766 -0,0332 0,13 Esto nsko (-2,4296) (-1,0232) Maď -12,3575 -3,2179 -0,0308 0,19 Maďarsko (-1,7112) (-0,9043) Polsko -0,0943 -0,6282 -0,6927 0,47 (-0,2675) (-5,8250) Slovensko -4,5210 -2,6046 -0,0950 0,15 (-2,4308) (-2,8369) Slovinsko -6,8453 1,3891 -0,1043 0,39 (-1,7088) (-2,2407) Poznámka 1): Johansenův test kointegrace vždy indikoval alespoň jeden kointegrační vektor na 5% hladině významnosti pro každou zemi. Poznámka 2): Výsledky pro Bulharsko při použití nominálního úrokového diferenciálu nejsou příliš uspokojivé. Domníváme se, že tyto výsledky jsou silně ovlivněny důsledky měnové krize z let 1996-1997. Při použití reálného úrokového diferenciálu vycházejí tyto odhady podstatně lépe (viz tabulka 2).

Tabulka 2: Vztah mezi spotovým mě kurzem zem a reálným úrokovým diferenciálem 1) měnovým kur Parametr b0 Model R2 Parametr b1 (konstanta) korekce chyb Č eská republika -3,0228 -2,5892 -0,3946 0,34 (-3,3745) (-4,9433) Bulharsko -0,2106 -4,4962 -0,6153 0,32 (-0,2013) (-5,3363) Estonsko -3,8958 -1,8547 -0,1082 0,18 (-4,1141) (-1,9363) Maď -3,5098 -5,9128 -0,1361 0,26 Maďarsko (-3,7549) (-2,0985) Polsko -1,1816 -1,1740 -0,6851 0,51 (-3,4389) (-6,4311) Slovensko -2,8233 -5,4896 -0,1221 0,16 (-2,5342) (-3,0347) Slovinsko -8,8795 -11,0417 -0,0391 0,36 (-1,6136) (-1,1773) Poznámka 1): Johansenův test kointegrace vždy indikoval alespoň jeden kointegrační vektor na 5% hladině významnosti pro každou zemi.

Léto 2004

-7-


Závě Závěr Výzkumná práce analyzovala hypotézu nekryté úrokové parity v dynamickém procesu. Diskusní část práce naznačila, že hypotézu nekryté úrokové parity není vhodné testovat na základě vztahu skutečné změny spotového měnového kurzu a úrokového diferenciálu. Z pohledu dynamického procesu není možné hypotézu nekryté úrokové parity, která je založena na ex ante pohledu a pracuje s očekávanou změnou spotového měnového kurzu, nahradit ex post přístupem, který pracuje se skutečnou změnou spotového měnového kurzu. Tuto skutečnost potvrdila i empirická verifikace na datech měnového kurzu české koruny a amerického dolaru a jejich úrokového diferenciálu za období floatingu 1998-2003, jejímž výsledkem byla opačná znaménka u parametrů závislosti změny spotového kurzu na úrokovém diferenciálu než předpokládá hypotéza nekryté úrokové parity. Hypotéza nekryté úrokové parity byla proto dále testována modelem, ve kterém skutečná změna spotového měnového kurzu je vysvětlována skutečnou změnou nominálního i reálného úrokového diferenciálu. Tento model je v souladu s dynamikou hypotézy nekryté úrokové parity. Model byl odhadnut na základě kointegrační analýzy (včetně modelu korekce chyb) pro sedm vybraných tranzitivních zemí střední a východní Evropy. Znaménka u odhadnutých parametrů u všech zemí v námi zvoleném modelu byly v souladu s hypotézou nekryté úrokové parity a všechny parametry modelu vyšly statisticky významné. Literatura Literatura Alexius, A.: Uncovered Interest Rate Parity Revisited. Review of International Economics, 2001, Vol. 9, No. 3, str. 505-517. Batten, D. S., Thornton, D. L.: The Discount Rate, Interest Rates and Foreign Exchange Rates: An Analysis With Daily Dates. Federal Reserve Bank of St. Louis, February 1985.

Léto 2004

www.newtoncollege.cz Branson, W.: Asset Markets and Relative Prices in Exchange Rate Determination. Institute of International Economics Studies, Seminar Paper No. 66, Stockholm 1976. Durč Dur čáková, J., Mandel, M.: Mezinárodní finance. Management Press (2. vydání), Praha, 2003. Fisher, I.: The Theory of Interest Rate. New York, MacMillan 1930. Fama, E. F.: Efficient Capital Markets. A Review of Theory and Empirical Work. Journal of Finance, 1970, Vol. 22, str. 383-417. Hakkio, S. C.: Interest Rates and Exchange Rate - What Is the Relationship? Economic Review, Federal Reserve Bank of Kansas City, November 1986. Hakkio, S. C., Pearce, D. K.: The Reaction of Exchange Rates to Economic News? Federal Reserve Bank of Kansas City, Economic Research Working Paper, July 1985. Cheung, Y. W., Chinn, M. D., Pascual, A. G.: Empirical Exchange Rate Models of the Nineties: Are Any Fit to Survive? Working Paper No. 9393, NBER, December 2002. Mandel, M., Tomšík, Tomšík, V.: Monetární ekonomie v malé otevřené ekonomice. Management Press, Praha, 2003. Meese, R. A., Rogoff, K.: Was It Real? The Exchange Rate – Interest Rate Differential Relation over the Modern Floating-Rate Period. Journal of Finance, 1983, Vol. 43, str. 933-948. Mishkin, F. S.: Are Real Interest Rates Equal Across Countries? An Empirical Investigation of International Parity Conditions. Journal of Finance, December 1984. Mussa, M.: The Exchange Rate, the Balance of Payments and Monetary and Fiscal Policy under Regime of Controlled Floating. The Scandinavian Journal of Economics, 1976, Vol. 78, str. 229 – 248. Pilbeam, K.: International Finance. London, Macmillan (second edition), 1998. Solnik, B.: International Parity Conditions and Exchange Rate Risk: A Review. Journal of Banking and Finance, August 1978.

-8-



Výzkumné práce skupiny NEWTON Volně Volně př p řístupné výzkumné práce týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON naleznete na internetové adrese: http://www.newton.cz/makroanalyzy Léto 2004

Platí nekrytá úroková parita v tranzitivních ekonomikách zemí střední a východní Evropy?

4/2004

Daně a ekonomická výkonnost: empirické testy na panelu zemí OECD

1/2004

Konvergence transformujících se zemí k EU pohledem vnitřní a vnější rovnováhy

12/2003

Podniky pod zahraniční kontrolou v české ekonomice

11/2003

Příliv přímých zahraničních investic do zemí střední a východní Evropy: Vývoj proti globálním trendům?

10/2003

Makroekonomický vývoj Polska: Dlouho očekávané oživení a role měnové politiky NBP

9/2003

Přizpůsobivost strukturálním změnám na evropském trhu

8/2003

Přímé zahraniční investice a měnové krize

7/2003

Konkurence ve zdanění podniků: Prospěšná válka nebo je třeba koordinace?

6/2003

Makroekonomický vývoj Slovenska: Další tygr?

5/2003

Strategie a vazby nadnárodních společností

4/2003

Efekty přímých zahraničních investic na platební bilanci

3/2003

Chování hospodářské politiky a racionalita

2/2003

Investiční pobídky v České republice

1/2003

Investiční pobídky a jejich efektivnost – výzvy a pasti hospodářské politiky vůči PZI

7/2002

Reinvestovaný zisk nabývá na důležitosti. Měli by investoři reagovat na deficit běžného účtu?

6/2002

Konvergence zemí střední a východní Evropy k Evropské unii pohledem makroekonomických núhelníků

5/2002

Proces konvergence zemí střední a východní Evropy k Evropské unii pohledem makroekonomických čtyřúhelníků

4/2002

Měnový vývoj v České republice v období transformace

3/2002

Vývoj české ekonomiky v roce 2001 a výhled na období 2002-2003

2/2002

Adaptační schopnost zpracovatelského průmyslu zemí střední Evropy v období transformace

1/2002

Strukturální změny středoevropských tranzitivních ekonomik v období transformace

12/2001

Měl by být vstup České republiky do eurozóny hudbou vzdálené budoucnosti?

11/2001

Zahraniční obchod a vnější rovnováha České republiky

10/2001

Možnosti a omezení měnové politiky ČNB

9/2001

Konvergence k EU: Vyšší životní úroveň za vyšší ceny?

9/2001

Vývoj HDP a platební bilance České republiky ve II. čtvrtletí 2001

8/2001

Současná měnová politika v České republiky

7/2001

Přímé zahraniční investice a vnější rovnováha České republiky

6/2001

Vývoj HDP a platební bilance České republiky v I. čtvrtletí 2001

Léto 2004

-9-



Aktuální makroekonomický vývoj Č eské republiky Mě síč síční ukazatele

10/03

11/03

12/03

0 1/04

02/04

03/04

04/04

05/04

06/04

Inflace Inflace Ceny v průmyslu Ceny v průmyslu

%, m/m %, y/y %, m/m %, y/y

0,1 0,4 0,6 -0,1

0,5 1,1 0,4 0,4

0,2 1,1 0,2 0,9

1,8 2,3 0,8 1,7

0,2 2,3 0,3 1,6

0,1 2,5 0,8 2,1

0,0 2,3 0,8 3,8

0,4 2,7 0,8 4,9

0,2 2,9 1,1 6,2

Průmyslová produkce Průmyslové tržby Stavební výroba Maloobchodní tržby

%, y/y %, y/y %, y/y %, y/y

5,2 4,4 12,0 3,6

4,8 -0,4 13,9 0,6

8,9 8,7 8,6 6,2

3,8 2,3 15,0 -1,5

7,1 8,5 9,9 2,1

15,3 15,1 21,4 2,8

10,1 9,1 62,4 2,8

12,7 16,3 -2,4 0,5

n.a. n.a. n.a. n.a.

Nezaměstnanost Obchodní bilance Saldo stát. rozpočtu kumulativně

%, e.o.p. CZK mld.

9,9 -5,5

9,9 -8,3

10,3 -19,8

10,8 -0,3

10,9 3,6

10,7 -4,2

10,2 -10,8

9,9 -0,9

9,9 n.a.

CZK mld. -96,3

-96,2

-109,1

-91,4

-87,0

-85,1

-82,8

-80,0

-105,2

průměr průměr

2,06

2,07

2,08

2,07

2,06

2,05

2,06

2,16

2,33

CZK/EUR

31,99

31,97

32,31

32,72

32,86

32,98

32,51

31,97

31,61

CZK/USD

průměr

27,35

27,34

26,32

25,95

25,99

26,90

27,12

26,63

26,05

I.Q/03

II.Q/03 III.Q/03 IV.Q/03 I.Q/04

PRIBOR 3M

Čtvrtletní ukazatele

II.Q/04 III.Q/04

Inflace

%, prům.

-0,3

0,2

0,0

0,9

Ceny v průmyslu

%, prům.

-0,7

-0,8

-0,3

0,4

1,8

5,0

Ceny v zemědělství

%, prům.

-14,9

-9,2

1,2

5,0

13,8

15,0

Deflátor HDP

%, y/y

1,1

1,6

1,4

2,7

4,1

Směnné relace

%, prům.

0,5

1,3

1,3

1,6

2,5

3,7 1,8

Hrubý domácí produkt

%, y/y

2,8

3,0

3,3

3,3

3,1

Průmyslová produkce

%, prům.

6,2

5,0

6,0

6,3

8,7

Průmyslové tržby

%, prům.

6,7

5,3

6,5

4,2

9,1

Stavební výroba

%, prům.

-1,0

4,7

16,4

11,5

Maloobchodní tržby

%, prům.

3,3

5,6

7,5

Mzdy nominální

%, y/y

7,4

6,8

Mzdy reálné

%, y/y

7,8

% %

Běžný účet / HDP 1) Finanční účet / HDP

Pramen: Predikce: Obecná poznámka: Poznámka 1:

Léto 2004

1)

2,4

2,6

R.D.

3,6 7,1

8. 10. 14. 10.

5,5 n.a.

14. 10. 10. 9.

n.a.

13. 8.

3,4 10,5

n.a. n.a.

16,2

11,2 18,5

10. 9. 12. 8. 12. 8.

3,4

1,1

1,2

n.a.

10. 8. 18. 8.

6,3

7,0

8,8

6,0

n.a.

30. 8.

6,7

6,4

6,2

6,4

3,3

n.a.

30. 8.

-5,0

-5,5

-5,5

-6,2

-6,4

6,7

5,1

6,5

5,2

-6,4 5,4

n.a.

13,5

11. 8 8.. 11. 8.

n.a. n.a.

n.a.

ČSÚ, ČNB, MPSV a MF ČR. NEWTON Group. m/m (resp. y/y) znamená meziměsíční (resp. meziroční) změnu ukazatele. Podíly za kumulované údaje.

- 10 -



Hrubý domácí produkt Růst HDP v prvním čtvrtletí (3,1%) nijak neakceleroval a jeho výše je obdobná tempům dosahovaným již od druhého čtvrtletí roku 2003. Pro trh byl výsledek spíše zklamáním, nicméně byl v souladu s prognózou ČNB pro toto čtvrtletí (viz Zpráva o inflaci – duben 2004). Podstatnou otázkou v souvislosti s pozorovaným tempem reálného růstu je, zda-li dochází k uzavírání produkční mezery a jak je tato mezera veliká. Uzavření produkční mezery totiž vede ke vzniku inflačních tlaků, a proto je řešení této otázky velmi důležité s ohledem na změny v měnové politice. Produkční mezera i tempo růstu potenciálního produktu jsou však nepozorovatelné veličiny a tak se jednotlivé makroekonomické týmu i instituce v jejich kvantitativních odhadech mohou podstatně lišit. Schéma uzavírání produkč produk ční mezery př při rů rů zných uvažovaných úrovních potenciálního produktu

(podle ČNB). Pokud je však růst potenciálního produktu ve skutečnosti rychlejší, k uzavírání mezery nedochází. Domněnku, že růst potenciálu je spíše rychlejší než 2,5% a že tedy zatím nedochází k výraznému uzavírání mezery, podporují následující skutečnosti: (i) průměrný růst národohospodářské produktivity práce v letech 2000 až 2003 byl zhruba 3% ročně, (ii) došlo k výraznému zlepšení mikroekonomických podmínek českého hospodářství a dovršení procesu začlenění ČR do EU, (iii) existence stále rostoucí konkurence prodejních řetězců přispívající k možnostem vyššího hospodářského růstu při nižší inflaci, a v neposlední řadě (iv) v meziročním srovnání je nezaměstnanost stále vyšší (a zaměstnanost naopak nižší). Do vývoje nezaměstnanosti sice mohou zasáhnout strukturální faktory, pokud však tyto faktory nejsou příliš silné, mělo by uzavírání mezery být doprovázeno spíše růstem zaměstnanosti než naopak. Meziroč Meziro ční změ změ ny čistých reálných peně pen ě žních příjmů íjmů a reálné spotř spotřeby domácností (v %)

HDP

8

Potenciál podle ČNB (růst 2,5%)

7 Potenciál podle MF (růst 2,7%)

Gap ČNB: -1,5% Gap MF: -0,3%

6 5 4 3

HDP (odhad)

2 2003

2004

Zpracování: Tým makroekonomických analýz skupiny NEWTON na základě dat MF ČR a ČNB

Například Ministerstvo financí ČR odhadovalo produkční mezeru na konci roku 2003 na –0,3% HDP (viz Makroekonomická predikce MF ČR – duben 2004), zatímco ČNB pro první čtvrtletí odhaduje mezeru ve výši -1,5% HDP (viz Zpráva o inflaci – duben 2004). Růst potenciálního produktu je podle MF kolem 2,7% ročně, podle ČNB pouze kolem 2,5% ročně. Srovnáme-li uvažovaná tempa potenciálního produktu se současným vývojem, tak z toho vyplývá, že v současnosti již buď produkční mezera neexistuje (podle MF ČR) nebo se poměrně rychle uzavírá

Léto 2004

1 0 I

II

III

2002

IV

I

II

III

2003

IV

I 2004

Čisté peněžní příjmy domácností (reálné) Spotřeba domácností (reálná) Pramen: ČSÚ

Pro vytvoření prognózy tempa růstu produktu je nutné se podívat blíže na vývoj jeho složek. Spotřeba domácností, jakožto složka kvantitativně největší, je tradičně i nejstabilnější. Vrchol v tempech růstu této

- 11 -


Léto 2004

artefakt vzniklý ze 17 pozorování a do jaké míry o hlubší strukturální charakteristiku fiskálu, zůstává prozatím otázkou. Výkyvy v reálných meziroč meziro čních tempech vládních výdajů výdajů a tempech zbývajících složek HDP (v p. b.) 6 4 2 0 -2 -4 -6 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1

složky však nastal již v polovině roku 2003. Vzhledem k tomu, že dynamika reálných čistých peněžních příjmů domácností se snižuje, nelze zřejmě očekávat, že by tento segment poptávky byl zdrojem akcelerace růstu. Obtížněji predikovatelný je vývoj investic, protože tato složka je tradičně nejvolatilnější. Vývoj zásob (v prvním čtvrtletí byl jejich příspěvek k růstu 1,2 p. b.) vykazuje obvykle procyklické tendence. Nicméně výkyvy v akumulaci zásob jsou určeny jednak složkou, která odráží očekávání vývoje v budoucnu, a jednak složkou, která závisí na rozdílu mezi skutečným a původně očekávaným vývojem poptávky. Očekávaná akcelerace poptávky vede k vyšší akumulaci zásob (materiálu, polotovarů i hotových výrobků). Avšak k zrychlené akumulaci zásob vede i nenaplněné očekávání ohledně vývoje poptávky (firmy využijí zásob jako „nárazníku“ k tlumení poptávkových výkyvů). Vývoj domácí poptávky může indikovat, která z těchto dvou složek je pravděpodobně dominantní. V ČR však růst reálné domácí poptávky bez zásob zůstává na úrovni přesahující 4% již déle než rok a lze se proto domnívat, že vývoj zásob byl ovlivněn především očekávaným budoucím vývojem poptávky. Investice do fixního kapitálu v prvním čtvrtletí vykázaly nadprůměrnou dynamiku (9,5%), ale mohlo se částečně jednat pouze o časový přesun investiční aktivity a to především v souvislosti s úpravami daňových sazeb. Ve prospěch této hypotézy hovoří to, že došlo k neobvyklému navýšení investic především do budov. Spotřeba vlády v prvním čtvrtletí tlumila celkovou poptávku. Její reálný pokles ztlumil růst HDP o 0,4 p. b. Určitou roli při poklesu spotřeby vlády zřejmě hrálo snížení zaměstnanosti v oblasti veřejné správy, sociálního zabezpečení a vzdělání o zhruba 1% (produkce těchto odvětví se odhaduje nákladově a pokles zaměstnanců se projeví jako pokles výstupu těchto odvětví). Ať již to je vědomý záměr vlády či nikoliv, zajímavou skutečností je, že spotřeba vlády v ČR od roku 2000 napomáhala stabilizovat vývoj reálné poptávky i reálného produktu. Například korelace mezi růstem vládní spotřeby a růstem investic je –0,6 a mezi růstem vládní spotřeby a zbylých složek HDP je dokonce –0,9. V obdobích, kdy zbylé složky HDP rostou nadprůměrně rychle, je přírůstek vládní spotřeby podprůměrný a naopak. Do jaké míry se jedná o statistický


2000

2001

2002

2003 2004

Odchylka tempa růstu vládních výdajů od průměru Odchylka tempa růstu ostatních složek HDP od průměru Pramen: ČSÚ

- 12 -



Box: Nepř Nepřehlédnutelná změ změ na metodiky výpoč výpočtu hrubého domácího produktu Odhad vývoje HDP za první čtvrtletí 2004 byl již založen na nové metodice výpočtu HDP, která vedla k podstatné revizi dat minulých. Cílem revize bylo přiblížit metodiku měření produktu metodikám obvyklým v EU. Úpravy zasáhly jednak úroveň HDP a jednak se týkaly i způsobu převodu produkce v běžných cenách do produkce ve stálých cenách. Úrovňový dopad mělo zařazení položek, které se předtím do HDP nezařazovaly vůbec, a dále především zpřesnění odhadu produkce drobných jednotek (původní odhad byl založen na neaktualizovaném statistickém registru). Celkově metodické úpravy a zpřesnění zvyšují úroveň HDP v jednotlivých letech oproti předchozí metodice přibližně o 5-8%. Největší kvantitativní vliv mají úpravy na konečnou spotřebu vlády díky tomu, že do této položky je nově zařazen odhad opotřebení silnic, dálnic a budov v majetku vlády (celkově jsou vládní výdaje navýšeny o částku odpovídající zhruba 3-4% HDP). Úprava výdajů domácností se pohybuje na úrovni zhruba 2% HDP a je způsobena především změnou v odhadu imputovaného nájemného. Přiblížení metodiky má za následek lepší srovnatelnost úrovně české ekonomiky a ekonomik ostatních zemí EU a zvýšení relativní úrovně domácí ekonomiky vůči původní úrovni k zemím EU-15 zhruba o 4 p. b. Druhá oblast metodických úprav se týkala změny převodu produkce z běžných do stálých cen. Této změně se budeme věnovat podrobněji. Základní odlišností nově použité metodiky výpočtu růstu HDP je to, že při nové metodice není arbitrárně zvolen jediný rok, v jehož cenách jsou následně vyjadřovány produkty všech ostatních let časové řady. Při stanovování meziročních růstů podle nové metodiky se postupuje nejprve tak, že se HDP aktuálního roku přepočte do průměrných cen roku předchozího. Takto přepočtený HDP je pak srovnán s HDP předchozího roku, který je vyjádřen také v cenách, které byly aktuální v tomto předchozím roce. Tím získáme meziroční růst HDP v cenách předchozího roku. Nová metodika je odlišná od předchozí také v tom, že takto se bude postupovat každý rok. Procentuální meziroční tempa růstu budou tedy vždy představovat růst produktu vyjádřeného v cenách předchozího roku. Formálně proto můžeme pro tempo růstu gt v roce t psát

gt =

∑p ∑p

i, t − 1

qi, t

i, t − 1 qi, t − 1

− 1,

kde p i , t − 1 značí průměrnou cenu i-tého statku v předchozím roce a q i , t i-tý statek ve fyzickém množství v daném roce. Velkou výhodou této metodiky je, že je nezávislá na subjektivní volbě jednoho bazického roku. Každý rok se fakticky stává bazickým v tom smyslu, že ceny každého roku budou jednou využity pro výpočet meziročního růstu HDP. Díky tomu také odpadá nepříjemné „přepisování“ historie spojené s jednorázovými změnami bazických let. Růsty reálného HDP podle předchozí metodiky totiž byly spoluurčeny volbou bazického roku a správně se mělo vždy s tempy reálného růstu uvádět i to, v jakých stálých cenách (tj. v cenách kterého roku) byl růst spočítán. Pokud je bazickým rokem např. rok 1995 (jako tomu v ČR bylo doposud) je růst HDP např. v roce 2000 spočítán na základě výše HDP v roce 2000 a v roce 1999, přičemž oba byly ve stálých cenách roku 1995. Pokud bychom však produkty vyjádřili v cenách např. roku 1996 byly by HDP odlišné a i meziroční růst by byl pravděpodobně jiný. A toto se právě děje při změně bazického roku: bez jakékoliv dodatečné informace dojde ke změnám v tempech „reálného“ růstu. Nová metodika se této nevýhody definitivně zbavuje. Její výhoda však spočívá ještě v jednom a mnohem důležitějším aspektu. A tím je to, že různé statky jsou při agregaci ohodnoceny aktuálnějšími (loňskými) cenami. To daleko lépe odpovídá intuitivnímu chápání meziroční změny, než když jsou statky ohodnoceny relativním cenami, které již několik let neplatí (tento problém je o to tíživější v tranzitivních ekonomikách, ve kterých dochází k výrazným změnám relativních cen). Nová metoda výpočtu HDP má však oproti původní metodě i určité nevýhody. Základní nevýhoda vzniká v souvislosti s řetězením meziročních objemových indexů. To bude nejlépe zřejmé, když se vrátíme zpět k předchozímu příkladu. Řekněme, že rok 1995 je zvolen jako bazický a že meziroční růsty HDP od roku 1996 až do roku 2000 jsou počítány na základě cen roku 1995. Když meziroční objemové indexy zřetězíme až do roku 2000 (tj. vynásobíme meziroční index HDP za rok 1996 meziročním indexem za rok 1997, výsledek indexem za rok 1998 atd.), zjistíme, o kolik procent byl HDP v roce 2000 v cenách roku 1995 vyšší než v roce 1995.

Léto 2004

- 13 -



U nové metodiky nastává problém, že zřetězení meziročních objemových indexů (stanovených podle nové metodiky) nemá jasnou věcnou interpretaci. Jestliže např. je HDP v roce 1995 na úrovni 100 a řetězením dojdeme k závěru, že v roce 2000 je na „úrovni“ např. 120, tak to neznamená, že v roce 2000 je HDP „ve stálých cenách“ vyšší o 20% než v roce 1995. O tuto interpretaci přicházíme jednoduše proto, že nepočítáme ve stálých cenách nějakého konkrétního roku. Interpretace tohoto zřetězeného objemového indexu resp. „zřetězeného objemu“ (prozatímní termín používaný ČSÚ pro objem získaný řetězením meziročních indexů získaných novou metodikou) je tak poněkud těžkopádná. S řetězením souvisí i další problém nové metodiky, který bychom mohli označit jako neaditivnost zřetězených složek HDP. Jedná se o to, že tak, jak můžeme vyjadřovat tzv. zřetězený objem HDP, můžeme stanovovat i zřetězené objemy jeho jednotlivých složek, tedy zřetězenou spotřebu domácností, zřetězené vládní výdaje na zboží a služby, zřetězené investice atd. Tyto zřetězené složky jsou vlastně analogické ke složkám ve stálých cenách nějakého roku v předchozí metodice, tedy jsou analogické ke spotřebě ve stálých cenách, k investicím ve stálých cenách atd. V původní metodice jsou však složky ve stálých cenách aditivní. To znamená, že např. HDP roku 2000 ve stálých cenách roku 1995 je právě roven součtu jednotlivých složek HDP vyjádřených také ve stálých cenách roku 1995. Tato aditivnost v případě „zřetězených objemů“ mizí. Sečteme-li zřetězené objemy všech složek HDP, tak obecně nemusíme obdržet „zřetězený objem“ HDP. Mezi součtem zřetězených objemů složek a zřetězeným objemem HDP vzniká diskrepance, která bude pravděpodobně tím větší, čím je zkoumaný rok vzdálenější od tzv. referenčního období (referenčním obdobím se zde rozumí rok, od kterého počínáme řetězení). Pro lepší objasnění neaditivnosti zvažme následující příklad. Řekněme, že v ekonomice se vyrábějí pouze dva druhy statků s fyzickými objemy A a B s cenami p A resp. p B . Spodním indexem budeme označovat období. Zapíšeme reálný HDP takové ekonomiky v roce dva ve vztahu k bazickému období (tj. roku nula). Podle původní metodiky je HDP0 = p 0A A0 + p 0B B0 a

HDP2 = p0A A2 + p 0B B2 . Reálný produkt v roce 2 můžeme ale také zapsat jako HDP2 = p 0A I 0A→1 ⋅ I 1A→2 ⋅ A0 + p 0B I 0B→1 ⋅ I 1B→2 ⋅ B0 , kde I 0A→1 ⋅ I 1A→2 resp. I 0B→1 ⋅ I 1B→2 jsou zřetězené objemové indexy jednotlivých složek (objemový index mezi rokem 0 a 1 vynásobený objemovým indexem mezi rokem 1 a 2). HDP je tak roven součtu původních složek upravených příslušnými zřetězenými indexy. V nové metodice nemůžeme mluvit o žádném HDP ve stálých cenách, ale analogickým agregátem je „zřetězený objem“. Podle nové metodiky je „zřetězený objem“ definován pomocí zřetězeného objemového indexu, je tedy

~ ~ HDP HDP2 = HDP0 ⋅ I 0HDP →1 ⋅ I 1→ 2 , ~ ~ HDP kde I 0HDP →1 ⋅ I 1→ 2 je zřetězený index stanovený podle nové metodiky. Po rozepsání tak dostáváme

(

)

HDP2 = p 0A A0 + p 0B B0 ⋅

Takto

získaný

„zřetězený

objem“

~ ~A ~B B ~B p I 0A→1 ⋅ I 1→ 2 ⋅ A0 + p 0 I 0 →1 ⋅ I 1→ 2 ⋅ B 0 A 0

a

p 0A A1 + p 0B B1 p1A A2 + p1B B2 ⋅ . p 0A A0 + p 0B B0 p1A A1 + p1B B1 není tedy

obecně opravdu

není

převoditelný redukovatelný

do

tvaru

na

součet

zřetězených objemů jednotlivých složek. Nutno říci, že zmiňovaná diskrepance nemá charakter obvyklé statistické diskrepance vzniklé např. rozdíly mezi různými metodami měření HDP. Jak jsme na příkladu ukázali, je uvedená diskrepance přímým důsledkem použité metody řetězení. V následující tabulce jsou uvedeny velikosti diskrepancí pro ČR při referenčním období stanoveném na rok 2000.

Léto 2004

- 14 -



Rok

2001

2002

2003

Diskrepance (v mld. Kč)

0

0,8

4,8

Poměr k zřetězenému objemu HDP (v %)

0

0,04

0,21

Neaditivnost složek má mimo jiné i ten nepříjemný důsledek, že poněkud problematizuje počítání tzv. příspěvků k růstu jednotlivých složek HDP. Počítat, jaký příspěvek má soukromá spotřeba, investice, vládní výdaje atd. k celkovému růstu HDP není striktně řečeno korektní, jestliže se součet složek nerovná celkovému HDP. Pro základní analytické účely to však přesto smysl má, protože z hlediska makroekonomické analýzy je podstatné znát alespoň přibližně vývoj jednotlivých složek, aby bylo možné lépe vysvětlit celkový růst HDP. Uvedená metodika je používána pro roční data. Pro čtvrtletní je použita ještě poněkud jinak modifikovaná metodika. Ze tří metod, které jsou pro čtvrtletní data podle Eurostatu přípustné, zvolil ČSÚ metodu „Annual Overlap“. Zřetězený objem HDP pro dané čtvrtletí je podle této metody stanoven následujícím způsobem. Nejprve se vyjádří HDP daného čtvrtletí v průměrných cenách celého předchozího roku. Takto vyjádřený čtvrtletní HDP je dále vydělen průměrným čtvrtletním HDP v předchozím roce (průměrný čtvrtletní HDP je spočten jako HDP v průměrných cenách daného roku dělený 4). Touto operací zjistíme, o kolik procent je v daném aktuálním čtvrtletí produkt vyšší nebo nižší ve srovnání s průměrným čtvrtletím předchozího roku (všimněme si, že tato informace v sobě obsahuje i sezónnost). A tuto informaci nyní využijeme ke stanovení zřetězeného objemu HDP pro zkoumané čtvrtletí. Konkrétně zřetězený objem pro dané čtvrtletí zjistíme tak, že průměrný čtvrtletní zřetězený objem HDP za předchozí rok upravíme právě o procenta, o která je podle předchozího zjištění čtvrtletní HDP ve zkoumaném čtvrtletí ve srovnání s průměrem předchozího roku vyšší nebo nižší. Tím jsme tedy stanovili zřetězený objem čtvrtletního HDP. Meziroční růst v daném čtvrtletí obdržíme už jednoduše srovnáním zřetězených objemů pro zkoumané čtvrtletí a stejné čtvrtletí před rokem. Odlišná metodika převodu HDP do stálých cen a úpravy položek vedly ke změnám v tempech růstu reálného HDP v jednotlivých minulých čtvrtletích v ČR. Průměrný reálný růst podle upravené metodiky v letech 2000-2003 se sice nelišil od metodiky původní (průměr podle nové i původní metodiky za uvedené čtyři roky je 2,8%), ale lišila se variabilita temp růstu v jednotlivých letech. Zatímco podle původní metodiky se jevil vývoj ročních dat od roku 2000 jako poměrně vyrovnaný, podle nové metodiky byl vývoj volatilnější – téměř 4% růst v roce 2000 byl v roce 2002 vystřídán slabým růstem ve výši pouze 1,5%. V září letošního roku ČSÚ bude publikovat přepočtená čtvrtletní tempa ještě i za období 1995-1999. Srovnání meziroč meziro čních temp rů rů stu reálného HDP podle nové a pů pů vodní metodiky 5 4 3 2 1

Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 2000

2001

Původní řada

2002

2003

Revidovaná řada Pramen: ČSÚ

Léto 2004

- 15 -


Léto 2004

Meziroč produkce odukce a Meziro ční změ změ ny prů prů myslové pr zamě zamě stnanosti (v %)

15 10 5 0 -5 -10 -15

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

Prů Průmysl Meziroční růst průmyslové výroby ve druhém čtvrtletí bude podle našeho předpokladu mírně akcelerovat na 10,5% (z 8,7% v prvním čtvrtletí). Pro celoroční růst průmyslové produkce zvyšujeme naši predikci na 8,0%. Tempo růstu produkce je i nadále zvyšováno především celosvětovou konjunkturou v oblasti výroby kovů a hutních výrobků podmíněnou zvýšením světových cen výrobků tohoto odvětví (důsledek velmi vysoké poptávky ze strany Číny) a dále výrobou dopravních prostředků. Z hlediska kategorizace podle hlavních průmyslových seskupení ve druhém čtvrtletí zřejmě dojde k akceleraci ve výrobě výrobků investiční povahy, což by korespondovalo s oživením celkových investic. Na druhou stranu je nutné upozornit, že produkce výrobků investiční povahy (tak, jak je v ČR vykazována) v minulosti nevykazovala žádnou korelaci s domácími investicemi do fixního kapitálu. Paradoxně podle údajů ČSÚ nejvíce rostla produkce investičních statků v roce 2002, kdy byl reálný růst ekonomiky podprůměrný. Závažnější otázkou ohledně temp růstu průmyslové výroby je, do jaké míry odrážejí skutečný růst přidané hodnoty a tedy do jaké míry signalizují akceleraci růstu ekonomiky. Průměrné tempo meziročního růstu průmyslové produkce od roku 2000 se v ČR pohybuje kolem 6% a meziroční růst produktivity práce (vyjádřené jako index průmyslové produkce upravený o tempo růstu zaměstnanosti) dokonce dosahuje v průměru 8%. Pokud by přidaná hodnota rostla stejným tempem, stál by průmysl za celkovým růstem ekonomiky zhruba ze dvou třetin (průměrný růst HDP za období 20002003 byl 2,8%). Podobný výsledek lze vypočítat i pro celkovou národohospodářskou produktivitu. Z toho je patrné, že údaje o růstu průmyslové produkce sestavované podle současné metodiky jsou pravděpodobně systematicky vyšší než je růst přidané hodnoty v průmyslu. Podobně i růst produktivity je nadhodnocen oproti růstu přidané hodnoty na pracovníka v průmyslu. Podle staré metodiky vykazování HDP dokonce nebylo vzácné, že průmyslová produkce rostla, ale hrubá přidaná hodnota vytvořená v průmyslu v tomtéž období klesala (zejména v roce 2002). Celkově v období 2000-2003 rostla přidaná hodnota zhruba třikrát (!) pomaleji než index průmyslové produkce.


1999

2000

2001

2002

20032004

Růst průmyslové produkce Změna zaměstnanosti v průmyslu Pramen: ČSÚ

Na druhou stranu určitá korelace vývoje zaměstnanosti v průmyslu a indexu průmyslové produkce indikuje, že tento index musí mít nějaký vztah k přidané hodnotě v průmyslu. Jeho detailnější analýza však bude možná až po zveřejnění revidované řady údajů HDP a v některé z následujících výzkumných prací NEWTON College Working Paperu se této důležité otázce budeme věnovat podrobněji. Stavebnictví Údaje o vývoji stavebnictví ve druhém čtvrtletí budou ovlivněny výrazným dubnovým výkyvem (62,4%), který byl způsoben daňově motivovanou předfakturací stavebních prací. Již v květnu se potvrdilo (pokles o 3,7% po sezónním očištění), že dubnový nárůst stavební výroby byl umělý. Předpokládáme, že tento skok ve stavební produkci bude ještě mírně doznívat i ve třetím čtvrtletí. Vzhledem k těmto skutečnostem je prognóza vývoje stavebnictví zatížena značnou nejistotou.

- 16 -



Meziroč Meziro ční změ změ ny stavební výroby a stavebních zakázek zpoždě zpoždě ných o tř tři čtvrtletí (v %) 30

18 16 14 12

16

25

14

20

12

10 15

8

Meziroč Meziro ční tempa rů rů stu maloobchodu a peně peně žní zásoby deflované indexem spotř spotřebitelských cen (v %)

10 8

6 10

4 2

5

0 -2

0 I

II III IV 2002

I

II III IV 2003

I

II

III IV

2004

6 4 2 0 I

II

III

2002

IV

I

II

III

2003

IV

I 2004

Stavební výroba (levá osa)

Růst maloobchodu Růst reálného oběživa

Stavební zakázky v běžných cenách (zpožděné o 3Q, pravá osa) Pramen: ČSÚ, ČNB Pramen: ČSÚ

Předpokládáme, že ve druhém čtvrtletí růst stavební výroby dosáhne zhruba 18,5% (v prvním čtvrtletí to bylo 16,2%). V následujících čtvrtletích však již vlivem vysoké základny z konce roku 2003 pravděpodobně dojde ke zpomalení růstu. To naznačuje i zpomalení nárůstu objemu stavebních zakázek v běžných cenách (12,8% v prvním čtvrtletí), se kterými je vývoj stavební výroby zkorelován. Nicméně celoroční růst bude pravděpodobně vyšší než loňské tempo (8,9%) a prognózu zvyšujeme na 10,5%. Maloobchod Růst maloobchodu v prvním čtvrtletí letošního roku byl pouze 1,1% a pokračoval tak v sestupu započatém již na konci roku 2003. Podobně jako v případě celkové spotřeby domácností, na které se maloobchod podstatnou měrou podílí, je příčinou zřejmě snížení dynamiky čistých reálných peněžních příjmů domácností. Ty totiž po očištění indexem spotřebitelských cen vzrostly v prvním čtvrtletí pouze o 1,6% a to v důsledku jak pomalejšího růstu nominálních příjmů (určitý podíl na tom má růst nezaměstnanosti), tak i v důsledku akcelerace spotřebitelské inflace.

Léto 2004

Pro budoucí vývoj čtvrtletních maloobchodních tržeb platí obdobně jako pro celkovou spotřebu, že bude záviset především na vývoji čistých příjmů. I když růst maloobchodu v prvním čtvrtletí byl výjimečně pomalý díky výpadku v lednových tržbách, nelze očekávat pro druhé čtvrtletí výraznou akceleraci maloobchodu. Růst reálného oběživa, se kterým jsou tržby v maloobchodě zkorelovány (viz výše prezentovaný obrázek), se ve druhém čtvrtletí dále zpomalil na zhruba 6%, což indikuje, že tempa maloobchodních tržeb z předchozího roku se prozatím opakovat nebudou. Pro celý rok snižujeme predikci na úroveň 1,5%. Nezamě Nezaměstnanost Průměrná míra registrované nezaměstnanosti ve druhém čtvrtletí (10%) sice byla stále o 0,5 p. b. vyšší než ve stejném období minulého roku, ale oproti prvnímu čtvrtletí je zde již patrný pokles v meziročním nárůstu. Očekáváme, že i v následujících čtvrtletích bude tento trend pokračovat díky poměrně vysoké dynamice ekonomického růstu v loňském roce. Ekonomický růst totiž zvyšuje zaměstnanost a ta je zvýšena částečně ze zásoby nezaměstnaných a částečně změnou celkové pracovní síly (změny v zaměstnanosti tak ovlivňují rozhodnutí o vstupu či výstupu do skupiny ekonomicky aktivních). Změny

- 17 -



v zaměstnanosti však nastávají až se zpožděním po změnách v tempu ekonomického růstu. Tempa růstu ekonomiky jsou se změnami v zaměstnanosti v aktuálním období dokonce záporně korelována - korelační koeficient je -0,7. Očekávaná významná kladná korelace mezi zaměstnaností a růstem produktu se dostavuje až se zpožděním zhruba pěti až sedmi čtvrtletí. Vzhledem k tomu, že v roce 2003 bylo tempo růstu produktu mírně nadprůměrné (3,1%), lze očekávat, že v letošním roce se zvrátí trend výrazného poklesu zaměstnanosti. K tomu, aby došlo k rychlému poklesu v míře nezaměstnanosti, je však třeba, aby růst ekonomiky byl výrazně nad růstem produktivity práce (zhruba 3% ročně). Prozatím však nepředpokládáme, že by k tomu v nejbližší době došlo. Pokles nezaměstnanosti proto bude pouze pozvolný. Pro konec roku očekáváme míru nezaměstnanosti na úrovni 10,4% (tj. o 0,1 p. b. více než ve stejném období roku 2003). Meziroč Meziroční změ změ ny zamě zamě stnanosti a pracovní síly (v %) 1,5 1 0,5 0 -0,5 -1 -1,5 I

II III IV I

II

III IV

2001

2002

I

II III IV 2003

I 2004

Meziroční změna zaměstnanosti Meziroční změna pracovní síly

Pramen: ČSÚ Spotř Spotřebitelské ceny Ve druhém čtvrtletí došlo k akceleraci růstu spotřebitelských cen v průměru na 2,6% (z 2,3% prvním čtvrtletí), což bylo maximum od prvního čtvrtletí 2002. Inflace se tak po dvou letech dostala zpět do koridoru inflačního

Léto 2004

cíle, jehož spodní hranice pro toto čtvrtletí činila 2,4% (průměr spodních hranic příslušných měsíčních cílů). Složky, které v meziročním srovnání nadprůměrně přispívaly k akceleraci spotřebitelské inflace, jsou především potraviny (meziročně 3,8%), telekomunikační služby (12,9%) a veřejné stravování (5,6%). Oboustranné změny DPH z počátku května (přesun některých statků do základní sazby a zároveň snížení základní sazby z 21 na 19%) se do značné míry vykompenzovaly a měly tak pouze marginální dopad na zrychlení inflace (podle odhadu ČSÚ pouze 0,1 p. b.). Zásadním důvodem, proč došlo k mezičtvrtletní akceleraci tempa spotřebitelské inflace, byl růst cen v dopravě ovlivněný vývojem cen ropy. Pokud by nedošlo k akceleraci této složky, zůstala by dynamika spotřebitelských cen na úrovni prvního čtvrtletí. Zároveň akcelerovala tzv. čistá inflace i inflace korigovaná, tj. čistá inflace po očištění od vlivu volatilního vývoje cen potravin. Co se týká budoucího vývoje inflace, očekáváme v krátkodobém horizontu její další akceleraci - odhadujeme 3,6% pro třetí i čtvrté čtvrtletí a 3,0% pro celý rok. Toto zrychlení však bude způsobeno především nízkou základnou předchozího roku. Ke kulminaci spotřebitelské inflace dojde pravděpodobně v září a potom by podle našich předpokladů měl následovat nejprve mírný a v lednu 2005 její výrazný pokles. Narozdíl od dubnové prognózy ČNB však neočekáváme, že by inflace mohla v některém měsíci překročit horní pásmo inflačního cíle (které činí 4,32% pro září 2004). Uvedená predikce je nejvíce zatížena nejistotou v oblasti vývoje cen potravin a cen v dopravě. Ceny potravin jsou determinovány především vývojem cen zemědělských výrobců a měnového kurzu. Růst cen zemědělských výrobců kulminoval již v dubnu (20,1%) a ve prospěch jeho budoucího rychlého snižování hovoří i odhad výrazně lepší sklizně v letošním roce. Co se týká druhého faktoru ovlivňujícího ceny potravin, měnového kurzu, očekáváme, že ve druhé polovině letošního roku bude koruna vůči euru meziročně silnější. Růst cen potravin pravděpodobně nejen zpomalí, ale bude celkovou inflaci spíše tlumit. Je otázkou, do jaké míry bude inflace ovlivněna vyššími růstovými tempy domácí i zahraniční ekonomiky. Teoreticky by se tempa inflace měla zvyšovat díky poptávkovým tlakům až v okamžiku, kdy

- 18 -


Léto 2004

Na následujícím grafu jsou zachyceny meziroční změny ve čtvrtletní čisté inflaci a klouzavý průměr meziroční změny kurzu koruny k euru za čtyři čtvrtletí (kladné hodnoty znamenají depreciaci a naopak). Naznačená korelace si neklade za cíl být predikčním nástrojem pro předvídání inflace, ale spíše se jedná o snahu ukázat, že změny v měnovém kurzu mohou být pro střednědobý výhled důležitější než úvahy o velikosti cyklické nezaměstnanosti resp. produkční mezery. Pokud se naplní očekávání finančních trhů i ČNB o mírném posilování koruny, bude domácí měna v závěru letošního roku v meziročním srovnání apreciovat. Jestliže se přidržíme tvrzení, že při absenci podstatného úrokového diferenciálu je dnešní kurz nejlepším odhadem kurzu budoucího, bude již počátkem příštího roku klouzavý průměr meziročních změn kurzu kolem –2%. To však naznačuje, že vliv akcelerace reálného růstu a poptávkových tlaků na inflaci bude podle našeho názoru menší než ČNB očekává. Klouzavý prů prů mě r meziroč meziro čních změ změ n kurzu CZK/EUR (v %) a meziroč meziro ční změ změ ny v čisté čtvrtletní inflaci (v p. b.) 8 6 4 2 0 -2 -4 -6 -8 -10 -12

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

dochází k uzavření mezery výstupu. Centrální banka v dubnové prognóze předpokládá, že k uzavření produkční mezery dojde již na počátku příštího roku. Odhad produkční mezery a s tím souvisejícího tempa růstu potenciálního produktu však považujeme za poněkud problematický (viz komentář k HDP na str. 11). Východiskem našeho dlouhodobějšího inflačního výhledu je, že inflace vykazuje značnou setrvačnost, takže její výše v aktuálním období je determinována především její výší v obdobích minulých. Jiné faktory potom ovlivňují její změnu. Možnými příčinami změn v míře inflace oproti stejnému období předchozího roku (pomineme-li jednorázové a nahodilé nabídkové šoky) je zejména úroveň cyklické nezaměstnanosti (a s ní související zmiňovaná produkční mezera) a meziroční změna měnového kurzu. Argument, který spojuje změny v míře inflace a úrovně nezaměstnanosti, je založen na tzv. Phillipsově křivce: je-li nezaměstnanost nad svojí přirozenou úrovní, měla by inflace klesat a naopak. Jaká je přirozená míra nezaměstnanosti je však obtížné odhadnout. Nicméně platí, že pokud je přirozená míra stabilní, potom bychom měli pozorovat negativní korelaci mezi běžnou mírou nezaměstnanosti a změnami v inflaci. Nic takového v ČR nepozorujeme (v posledních letech dokonce paradoxně můžeme najít kladnou korelaci mezi inflací a nezaměstnaností v běžném období), takže buď je přirozená míra nezaměstnanosti nestabilní a na inflaci působí s proměnlivým zpožděním, nebo na českou inflaci převažuje vliv druhého faktoru - změny v měnovém kurzu. Změny v měnovém kurzu působí zřejmě se zpožděním a navíc zdaleka ne každý výkyv působí na inflaci. Výkyvy v kurzu budou působit nejspíše pouze tehdy, pokud mají trvalejší charakter a nebudou tak eliminovány v krátkém horizontu pohyby v opačném směru. Proto je vhodné srovnávat meziroční změny čisté inflace (abychom odhlédli od jednorázových cenových změn způsobených administrativně) spíše s klouzavým průměrem meziročních změn kurzu než pouze s meziroční změnou kurzu. Při použití klouzavého průměru totiž dojde k eliminaci velké části přechodných výkyvů kurzu. Klouzavý průměr má i tu vlastnost, že posouvá vrcholy časové řady, a proto mezi ním a změnou čisté inflace nemusí být patrné výrazné zpoždění.


1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004

Meziroční změna čtvrtletní čisté inflace Klouzavý průměr meziroční změny CZK/EUR Pramen: ČSÚ, ČNB

- 19 -



Ceny prů průmyslových výrobců výrobců Ve druhém čtvrtletí růst cen průmyslových výrobců dále akceleroval z 1,8% na 5,0%, což je nejvyšší tempo za poslední tři roky. Na tento vývoj mají nezanedbatelný vliv ceny ropy (čtvrtletní průměr korunové ceny vzrostl o 31,6% meziročně). Nicméně zdaleka se nejedná o jediný faktor, který výrazně urychlil růst cen průmyslových výrobců. To je patrné i z toho, že inflace průmyslových cen se zrychlovala již v prvním čtvrtletí, ve kterém korunová cena ropy byla meziročně nižší a inflaci tak tlumila. Kromě vývoje světových cen některých komodit (zejména cen kovů) určitou roli sehrál i dynamický růst průmyslové produkce a meziroční vývoj měnového kurzu koruny k euru, což jsou faktory, které jsou navíc vzájemně provázány. Meziro Meziroč změ ny prů prů myslových cen a iro ční změ prů prů myslové produkce (v %) 15

10

5

0

-5

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

-10 1998

1999

2000

2001

2002

2003 2004

Změna PPI Změna průmyslové produkce Pramen: ČSÚ

Vývoj cen ropy zůstává nejistý. Co se týká vývoje kurzu, očekáváme mírné posilování koruny v meziročním srovnání v následujících čtvrtletích. V opačném směru bude na ceny průmyslových výrobců působit vysoká dynamika růstu průmyslové produkce. Celkově predikci na celý letošní rok zvyšujeme na 5,2%. Musíme zde však upozornit, že stejně jako index průmyslové produkce poněkud zkresluje představu o vývoji objemu přidané hodnoty v průmyslu,

Léto 2004

tak index ceny průmyslových výrobců neodráží věrně vývoj cen přidané hodnoty vyrobené v průmyslu. Z hlediska hospodářského výsledku firem je však důležitější spíše právě vývoj cen jejich přidané hodnoty než vývoj cen celého výrobku. Této problematice se budeme opět věnovat v některé z dalších našich výzkumných prací NEWTON College Working Paperu. Zahranič Zahraniční obchod Podle informací o vývoji vývozu a dovozu za duben a květen došlo v průběhu druhého čtvrtletí k výrazné akceleraci obratu zahraničního obchodu. Meziroční růst obratu zahraničního obchodu za uvedené dva měsíce dosáhl 29%. Oproti prvnímu čtvrtletí, ve kterém vzrostl v korunovém vyjádření vývoz o 12,3% a dovoz o 11,2%, očekáváme ve druhém čtvrtletí růst vývozu a dovozu zhruba o 25%. Je však nutné upozornit, že od května se změnil systém sběru dat o vývozu a dovozu a údaje proto nejsou meziročně zcela srovnatelné. Podobně i růst vývozu a dovozu služeb v korunovém vyjádření se podle předběžných údajů o platební bilanci zrychlil oproti prvnímu čtvrtletí (obrat v prvním čtvrtletí se meziročně zvýšil o 12%, v dubnu a květnu o 20%). Předpokládáme však, že saldo výkonové bilance se ve druhém čtvrtletí meziročně poněkud zhorší, a to především díky růstu dovozních cen. Vysoké ceny ropy vedou zároveň ke zhoršení doposud příznivého vývoje směnných relací. Jejich meziroční růst sice bude ve druhém čtvrtletí pro ČR ještě kladný, ale oproti únoru, kdy tento růst dosáhl maxima, bude již zhruba o 1 p. b. nižší. Sama skutečnost, že směnné relace jsou kladné, však při nezměněné nebo jen mírně zhoršené výkonové bilanci znamená, že bilance čistého vývozu bude v cenách loňského roku horší než v cenách běžných. Pokud je navíc meziroční růst směnných relací nejen kladný, ale je ještě vyšší než před rokem, bude mít čistý vývoz, za jinak stejných okolností, negativní příspěvek k růstu reálného HDP (počítaného na základě nové metodiky). Pokud by se např. při nezměněném saldu v běžných cenách zrychlil růst směnných relací o 1 p. b., bylo by to v daném období doprovázeno negativním příspěvkem k růstu čtvrtletního HDP ve výši zhruba 0,5 p. b.

- 20 -



Příspě íspě vky čistého vývozu k rů stu HDP (v p. b.) 2,0 1,5 1,0 0,5 0,0 -0,5 -1,0 -1,5 -2,0 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 2002

2003

2004

Příspěvky čistého exportu k růstu HDP Pramen: ČSÚ

M ěnová politika Česká národní banka (ČNB) na konci června zvýšila základní úrokovou sazbu o 25 p. b. na 2,25%. Toto zvýšení by bylo možné považovat za transparentní a nepřekvapující rozhodnutí, kdyby společně s ním byly zveřejněny i nové prognózy inflace a hospodářského růstu, které centrální banku k rozhodnutí o změně sazby vedlo. Avšak to se nestalo a poslední aktualizace prognóz proběhla na konci měsíce dubna při zveřejnění dubnové Zprávy o inflaci. Zároveň je nutné uvést, že makroekonomická data zveřejněná v květnu a červnu nenaznačovala potřebu okamžitého zvýšení úrokové sazby. O tom, že ani samotná Bankovní rada ČNB nebyla zcela přesvědčena o potřebě náhlého zvýšení sazby, je možno usuzovat ze skutečnosti, že hlasování o změně sazby skončilo nejtěsněji možným poměrem hlasů (tři ku dvěma) ve prospěch zvýšení sazby. Je otázkou, zda-li zvýšení úrokové sazby bylo důsledkem převahy jednoho „jestřábího“ hlasu anebo spíše absencí dvou členů celkem sedmičlenné Bankovní rady ČNB. Červnové rozhodnutí ČNB zvýšit sazbu vyvolalo na trhu nepřehlédnutelnou diskusi. Za smysluplnou a snad přínosnou lze považovat zejména tu část diskuse, která se soustředila na transparentnost rozhodnutí ČNB, nikoliv na vhodnost zachovat sazbu na historicky nejnižší úrovni. Rozhodně se totiž

Léto 2004

nelze domnívat, že by ČNB měla udržovat nízké úrokové sazby co možná nejdéle z důvodu např. snahy nezpůsobit hospodářskou recesi podobnou z let 1998 a 1999 při zavádění cílování inflace či ze snahy vyhnout se dalšímu podstřelování inflačního cíle. Příliš uvolněná měnová politika by sice krátkodobě podpořila již započatý hospodářský růst a snížila historicky rekordní nezaměstnanost, ale tento vývoj by byl dlouhodobě neudržitelný. S ČNB je možné souhlasit v tom, že hospodářský vývoj v zahraničí i doma naznačuje potřebu uvažovat o opuštění rekordně nízkých úrokových sazeb v ČR. Zároveň lze souhlasit i s tím, že při rozhodování o nastavení výše úrokových sazeb hraje klíčovou roli poměřování skutečného a potenciálního hospodářského růstu. Určení výše potenciálního hospodářského růstu však zdaleka není jednoduché. A v tranzitivních ekonomikách je tato záležitost ještě složitější. ČNB ve své poslední Zprávě o inflaci uvádí, že její prognóza předpokládá v letech 2004 a 2005 růst potenciálního produktu na úrovni 2,5%. Domníváme se, že tento odhad potenciálního produktu neodráží skutečné možnosti české ekonomiky. ČNB pro odhad potenciálního produktu používá metodu spočívající v aplikaci představ o vztazích mezi produkční mezerou a makroekonomickými ukazateli na minulá data (tzv. technika Kálmánova filtru). To znamená, že historický vývoj se stává stěžejním stavebním kamenem pro odhad produkční mezery. Jsme přesvědčeni o tom, že odhad potenciálního produktu a tím i produkční mezery pro českou ekonomiku by měl vycházet nejen ze statisticko-ekonometrického postupu, ale i z jiných modelových přístupů. Například bychom se měli pokusit určit „spodní a horní hranici“ potenciálního růstu na základě pozorovaného vývoje v jiných zemích. „Spodní hranici“ intervalu odhadu potenciálního růstu české ekonomiky by mohlo tvořit tempo potenciálního růstu vyspělých zemí západní Evropy. Vzhledem ke skutečnosti, že česká ekonomika nesporně dohání vyspělé země (vlivem rozvoje lidského kapitálu, přílivu přímých zahraničních investic, přebíráním vyspělejších technologií, aj.) lze předpokládat, že dochází ke sbližování ekonomické úrovně naší a západních zemí. To znamená, že potenciální hospodářský růst v ČR by měl převyšovat potenciální růst v západní Evropě, který je v současné době odhadovaný na úrovni 2,0 až 2,5%. Problém bude určit „horní limit“ potenciálního růstu. Nabízí se použít tempo růstu dynamicky

- 21 -


Léto 2004

Vývoj krátkodobé a stř středně edn ě dobé úrokové míry (v %)

6 5 4 3 2 1 0

I.04

VII.03

I.03

VII.02

-1 I.02

rozvíjejících se asijských zemí z období před vypuknutím finanční a měnové krize v těchto zemích ve druhé polovině 90. let. Tyto země dosahovaly růst převyšující 8%. Vysoká míra domácích úspor však umožňovala dlouhodobě financovat domácí investice v rozsahu až 40% HDP, což v podmínkách ČR není možné. Potenciální růst českého hospodářství tak sice zřejmě bude blíže k hodnotě 2,5% než k úrovni 8% pozorovaných v Asii, ale určitě to nebude jen „těch 2,5%“. Dále bychom měli provést srovnání makroekonomického vývoje (zejména hospodářského růstu, zaměstnanosti a inflace) v okolních tranzitivních zemích a pokusit se odpovědět na otázku, proč česká ekonomika po celou dobu transformace dosahuje tak nízkého hospodářského růstu. Jaká je strukturální i cyklická bariéra vyššího hospodářského růstu v ČR ve srovnání se svým okolím? K těmto otázkám je snad legitimní přidat i otázky, proč česká ekonomika jako jediná z tranzitivních zemí zažila období deflace (resp. desinflace) a proč skutečná inflace systematicky podstřelovala inflační cíl i prognózy ČNB? Odpovědi na tyto otázky by opět mohly ledacos naznačit o výši potenciálního hospodářského růstu v ČR. Ve čtvrtek 29. července bude Bankovní rada ČNB projednávat novou čtvrtletní makroekonomickou prognózu, která je základním opěrným bodem pro další nastavení úrokových sazeb v programu cílování inflace. ČNB již dříve několikrát prohlásila, že se domnívá, že rovnovážná nominální úroková míra je pro českou ekonomiku vyšší, než je její současná úroveň. Trh by měl s „náladou“ ČNB zvyšovat sazby počítat. Zda-li k dalšímu zvýšení úrokových sazeb dojde již v červenci anebo až v srpnu, září, anebo ještě o něco později, není jednoduché odhadnout, poněvadž v tomto případě neodhadujeme „potřeby české ekonomiky“, ale myšlení analytiků centrální banky a následně i sedmi členů Bankovní rady ČNB. Nicméně z pohledu transparentnosti, na které si ČNB tolik zakládá, by centrální banka měla vzít v úvahu, že kroky v měnové politice by vždy měly být podloženy zveřejněním nových (nepodmíněných, ale i podmíněných) prognóz. A to i za situace, kdy měnová politika je považována více za umění než za „měnový automat“.


3M PRIBOR Spotřebitelská inflace (y/y) Výnos 5-letého st. dluhopisu Pramen: ČNB, ČSÚ

M ěnový kurz Průměrný kurz koruny vůči euru za druhé čtvrtletí činil 32,03 CZK/EUR a mezičtvrtletně aprecioval o více než 2%. V meziročním vyjádření však byla koruna stále ještě o necelá 2% slabší než před rokem. Platí tak, že na období delší než rok se zastavila dříve výrazná tendence posilování reálného měnového kurzu vůči EMU. Jedná se však nejspíše o dočasný jev, který podle našich předpokladů bude brzy zvrácen. I nadále počítáme s dlouhodobou reálnou apreciací v průměru kolem 2% ročně, jež odpovídá rovnovážnému zhodnocování měny založenému na fundamentálních faktorech. V krátkodobém horizontu kurz bude ovlivňován především čistě finančními toky (výplaty dividend, čistý příliv či odliv portfoliových investic apod.). Dalším faktorem, který je však nepředvídatelný, je zvýšená politická nejistota. Lze proto očekávat, že v aktuálním čtvrtletí, a zřejmě i ve čtvrtletích následujících, se zvýší variabilita měnového kurzu a s ní pravděpodobně i požadovaný úrokový diferenciál oproti např. německým vládním dluhopisům.

- 22 -



Čtvrtletní smě smě rodatná odchylka spoč spo čítaná na základě kurzu zu základě denních prů prů mě rů mě mě nového kur CZK/EUR

0,6

Meziroč Meziro ční změ změ ny výnosů výnosů daně dan ě z příjmů íjmů fyzických osob (DPFO) a výnosů výnosů zdravotního a sociálního pojiště pojiště ní (v %)

14 12

0,5

10 0,4

8 6

0,3

4 0,2

2 0

0,1

I

II III IV 2002

0 I

II

III IV

2001

I

II

III

2002

IV

I

II

2003

Směrodatná odchylka měnové kurzu Pramen: ČNB

II III IV

I

II

2003

2004

Změna výnosu DPFO Změna výnosu zdravotního a soc. pojištění Pramen: MF ČR

Veř Veřejné finance Státní rozpočet skončil v prvním pololetí se schodkem 49,7 mld. Kč, což představovalo zhruba 43% z celoročního plánovaného deficitu. Meziročně rostly příjmy rychleji (růst 9,2%) než výdaje (růst o 7%) a tak došlo k meziročnímu poklesu deficitu. Vývoj příjmů byl významně ovlivněn jednorázovými událostmi. Především posun splatnosti DPH z intrakomunitárních dovozů způsobil podstatný výpadek inkasa DPH. Zdá se však, že tímto není výpadek plně vysvětlitelný, protože ani červnové inkaso DPH nenaplnilo očekávání. Ppodle Ministerstva financí ČR to bylo způsobeno vysokými vratkami vzniklými v souvislosti s předzásobením před vstupem do EU, ale těmto vratkám však muselo odpovídat nadprůměrné inkaso v první části roku, takže údaj za celé pololetí by jimi neměl být ovlivněn.

Léto 2004

I

Díky těmto mimořádným vlivům nelze přesně posoudit, jaký daňový dopad měly květnové změny v DPH. Avšak vzhledem k tomu, že cenový dopad těchto změn byl malý (díky vzájemné eliminaci vlivu změny základní sazby a přesunu některých statků do základní sazby), lze očekávat, že i celkový daňový dopad nebyl kvantitativně významný. Naopak růst inkasa z pojistného na sociální zabezpečení (o 7,5%) přibližně odpovídal tempu růstu nominálního HDP v prvním pololetí. Na straně výdajů představovalo čerpání 47,9% celoročních plánovaných výdajů, přičemž 0,6% výdajů bylo poskytnuto jako jednorázová „kompenzace“ za květnové daňové úpravy.

- 23 -


Shrnutí Růst české ekonomiky v prvním čtvrtletí pokračoval tempem nastoupeným již v polovině minulého roku. Základní otázkou, která v souvislosti s růstem HDP vyvstává, je, zda-li v České republice dochází k uzavírání produkční mezery a jak je tato mezera vlastně veliká. Podle ČNB se mezera rychle uzavírá a zřejmě ještě v letošním roce česká ekonomika dosáhne svého potenciálu. Z toho plyne nebezpečí inflačních tlaků. Logickým závěrem pro ČNB pak je rychlé zpřísňování měnové politiky. Naopak my se nedomníváme, že by stávající tempa růstu již byla nad tempy růstu potenciálního produktu, a nedomníváme se tedy, že by české ekonomice v současné době hrozilo přehřátí. Jedinými indikátory, které (podle nás však spíše zdánlivě) naznačují dynamický růst, jsou růst průmyslové produkce a stavebnictví. Růst ve stavebnictví byl ve druhém čtvrtletí ovlivněn daňovými změnami a údaje jsou tak do značné míry zavádějící. Rychlý růst průmyslové produkce sice nebyl ovlivněn faktory podobného druhu, ale v souvislosti s ním vzniká otázka, jaký je vztah mezi růstem indexu průmyslové produkce na jedné straně a růstem přidané hodnoty v průmyslu na straně druhé. Na základě minulého vývoje se totiž zdá, že i při vysokém tempu růstu indexu průmyslové produkce je jeho příspěvek k růstu HDP poměrně malý. Méně optimisticky než pro průmysl vypadá výhled pro nejdůležitější poptávkovou složku HDP, kterou je spotřeba

Léto 2004

www.newtoncollege.cz domácností. Zejména maloobchodní tržby citlivě reagují na změny v reálných čistých peněžních příjmech a jejich růst se od počátku letošního roku výrazně zpomalil. O tom, že by docházelo k rychlému uzavírání produkční mezery, nesvědčí ani vývoj nezaměstnanosti. Její růst se sice zastavil, míra nezaměstnanosti však zůstává stále vyšší než před rokem. Cenový vývoj byl ovlivněn několika oddělenými faktory. Průmyslové ceny byly ovlivněny především vývojem cen surovin a cen kovů. Na spotřebitelské ceny potom působily především ceny potravin (ovlivněné vysokou inflací cen zemědělských výrobců), ceny v dopravě a jednorázové vlivy spojené s úpravami nepřímých daní. Nárůst cen ve druhém čtvrtletí zaostal za očekáváním trhu i centrální banky. Nicméně předpokládáme, že meziroční spotřebitelská inflace bude až do září ještě akcelerovat. Překvapením pro finanční trhy ve druhém čtvrtletí bylo červnové zvýšení repo sazby o 25 bazických bodů. I když trhy očekávaly zvyšování sazeb, překvapivé bylo načasování tohoto rozhodnutí. V červnu totiž bylo zveřejněno tempo reálného růstu HDP za první čtvrtletí, které bylo nižší než ve druhé polovině loňského roku, a zároveň i květnová míra růstu spotřebitelských cen byla výrazně nižší než se očekávalo. Tato náhlá změna úrokových sazeb, i když kvantitativně malá, tak opět „probudila“ diskusi o transparentnosti měnové politiky ČNB.

- 24 -



2002 Ukazatele ČR a jejich prognóza

HDP / GDP (běžné ceny / current prices)

CZK mld. / bln.

HDP / GDP 5)

%, real

-1,0

%, real %, real %, real

Spotř. dom. / Privat Consumtion Spotř. vlády / Government Cons.

5)

Fixní kapitál / Fixed Investment 5)

1962,5 2041,4 2150,1 2315,3 2399,6 2532,4 620,7

607,3

594,4

649,4

643,8

644,8

637,9

2707

2910

1,2

1,2

2,8

3,0

3,3

3,3

3,1

3,4

3,6

-1,8

1,9

2,9

2,8

2,7

4,9

2,8

2,6

3,4

5,1

5,2

5,6

3,8

3,9

2,8

3,6

2,3

-0,1

0,2

3,8

4,5

2,2

4,6

5,1

2,8

2,9

3,7

0,2

2,0

-1,6

0,0

1,0

0,1

-0,6

4,9

5,4

3,4

7,4

4,8

3,1

-0,3

6,2

6,3

8,3

8,5

9,5

7,0

6,0

4,9

5,7

4,8

6,2

5,0

6,0

6,3

8,7

8,0

6,0 6,5

-3,1

5,1

6,6

4,8

5,8

7,7

5,4

3,4

5,4

Stavební výroba / Construction Output

%, y/y

-7,0

-6,5

5,3

9,6

2,5

8,9

2,5

Maloobchodní tržby / Retail Sales

%, y/y

-7,2

2,1

4,6

4,5

2,8

5,0

2,7

%

7,5

9,4

8,8

8,9

9,8

10,3

8,7

%, průměr / average

10,7

2,1

3,9

4,7

1,8

0,1

2,3

Ceny v průmyslu / Industrial Prices

Q1

614,5

-0,5

1)

Q4

1,6

1,6

Ceny v průmyslu / Industrial Prices

Q3

3,1

0,6

Inflace / Inflation

Q2

1,5

%, y/y

1)

Q1

2,6

%, y/y

Inflace / Inflation

Q4

3,9

Prům. tržby / Industrial Sales

Nezaměstnanost / Unemployment

Q3

0,5

Prům. produkce / Industrial Production 3)

1)

2004 2004 2005

Q2

5)

2003

1998 1999 2000 2001 2002 2003

2,3

4,7

5,3

6,5

4,2

8,6

8,5

-1,0

4,7

16,4

11,5

16,2

10,5

4,5

3,3

5,6

7,5

3,4

1,2

1,5

3,0

9,8

10,0

9,5

10,1

10,3

10,7

10,4

9,8

0,6

-0,3

0,2

0,0

0,9

2,4

3,0

2,6

4,8

6,6

0,3

3,9

2,4

2,2

9,4 0,8

%, y/y

6,8

2,5

4,0

4,1

0,6

1,0

1,2

0,9

0,6

-0,4

0,1

0,0

1,1

2,5

3,7

2,3


4,9

1,0

5,0

2,9

-0,5

-0,4

-0,5

-1,0

-0,8

-0,7

-0,8

-0,3

0,4

1,8

5,2

3,8

%, y/y

2,2

3,4

5,0

0,8

-0,7

0,9

-0,8

-1,0

-0,7

-0,4

-0,9

0,0

0,9

2,1

7,1

2,2

Nominální mzdy / Nominal Wages


9,3

8,2

6,6

8,5

7,3

6,8

7,4

7,4

6,8

7,4

6,8

6,3

7,0

8,8

6,2

6,5

Reálné mzdy / Real Wages


-0,5

6,0

2,6

3,7

5,4

6,7

5,0

6,7

6,3

7,8

6,7

6,4

6,1

6,4

3,1

3,8

CZK mld. / bln.

-29,3

-29,6

-46,1

-67,7

-45,7

-109,1

-0,9

-21,4

-45,7

-31,8

-53,6

-80,3

-109,1

-7,8

Státní rozpočet / State Budget 2) Státní rozpočet / State Budget

2), 4)

% GDP

Státní dluh / Central government debt 1)

CZK mld. / bln.

Státní dluh / Central government debt 1)

% GDP

Léto 2004

-120,0 -115,0

-1,5

-1,4

-2,1

-2,9

-1,9

-4,4

-1,8

-3,0

-1,9

-2,7

-4,2

-4,4

-4,5

-3,3

194,7

228,4

289,3

345,0

395,9

492,3

390,8

406,3

395,9

429,1

452,3

476,8

493,2

537,9

610,0 720,0

-4,4

-4,0

9,9

11,2

13,5

14,9

16,4

19,5

16,4

16,9

16,4

17,6

18,3

19,1

19,5

20,9

22,5

24,7

- 25 -



2002 Ukazatele ČR a jejich prognóza

2003

2004

1998 1999 2000 2001 2002 2003

2004 2005 Q2

Q3

Q4

Q1

Q2

Q3

Q4

Q1

-2,0

-0,4

-0,6

6,6

7,3

12,1

11,6

12,3

Vývoz / Exports

%, y/y

Dovoz / Imports

%, y/y

Obchodní bilance / Trade balance

CZK mld. / bln.

-82,4

Obchodní bilance / Trade balance 4)

% GDP

-4,3

-3,3

-5,6

-5,1

-3,0

-2,9

-2,3

-3,2

-5,2

-0,8

-2,2

-3,1

Běžný účet / Current Account

USD mld. / bln.

-1,3

-1,56

-2,7

-3,3

-4,2

-5,7

-0,8

-1,5

-1,4

-0,3

-1,3

-1,7

% GDP

-2,2

-2,7

-4,9

-5,4

-6,0

-6,5

-4,9

-5,4

-6,0

-5,3

-5,8

-5,8

-6,5

Běžný účet / Current Account

4)

17,7 7,5

9,2

23,3

13,1

-1,2

7,5

28,2

11,7

-4,4

-65,8 -120,8 -119,0 -71,3

9,4

16,0

11,0 9,0

8,7

-5,2

-3,5

-2,3

4,9

7,1

11,4

11,4

11,2

15,0

-69,4

-13,2

-18,4

-30,6

-4,2

-13,3

-18,4

-33,5

-0,9

-70,0 -75,0

-2,9

-2,6

-2,6

-2,6

-2,4

-0,6

-6,7

-6,9

-6,4

-6,4

-6,5

Finanční účet / Financial Account

USD mld. / bln.

2,6

2,5

3,8

4,5

10,6

5,8

5,5

2,6

1,0

1,2

0,7

1,4

2,5

0,1

6,9

6,9

Finanční účet / Financial Account 4)

% GDP

4,4

4,4

6,9

7,4

15,3

6,8

14,5

17,3

15,3

14,3

7,1

5,4

6,8

5,2

6,6

6,5

Přímé zahr. investice v ČR / FDI Inflow

USD mld. / bln.

2,6

6,2

5,0

5,5

8,4

2,6

5,1

1,8

0,8

0,9

0,9

1,3

-0,6

-1,2

4,0

3,8

Přímé zahr. investice v ČR / FDI Inflow 4)

% GDP

4,4

10,9

8,9

9,3

12,2

3,0

13,3

13,9

12,2

12,0

5,7

4,9

3,0

3,0

3,8

3,6

5,2

8,1

6,5

13,0

3,2

7,0

4,4

4,8

3,2

2,5

4,2

5,5

6,9

7,7

9,0

7,5

Měnová zásoba M2 / Money Supply M2 1) %, y/y PRIBOR 3M

%, průměr / average 14,33

6,85

5,36

5,18

3,55

2,28

3,93

3,14

2,74

2,50

2,41

2,06

2,07

2,06

2,33

3,25

IR z nových úvěrů / IR on New Credits

%, průměr / average 14,69

8,60

6,88

6,31

4,80

3,73

5,01

4,50

4,31

3,92

3,93

3,46

3,63

3,87

3,80

4,70

Hrubý zahr. dluh / Gross Foreign Debt

USD mld. / bln.

24,3

22,9

21,6

22,4

27,0

34,9

25,4

24,8

27,0

26,9

27,9

29,6

34,9

32,3

34,4

35,0

Hrubý zahr. dluh / Gross Foreign Debt

% GDP

37,5

41,2

41,2

37,3

35,7

37,1

33,3

33,8

35,7

34,3

33,1

34,2

37,1

33,6

33,0

33,1

USD mld. / bln.

12,6

12,9

13,1

14,5

23,7

27,0

21,4

22,5

23,7

24,7

25,5

25,7

27,0

27,0

27,2

27,2

CZK/EUR

průměr / average

35,85 36,88

35,61

34,08

30,81

31,84

30,41

30,25 30,85

31,63 31,47

32,17

32,09

32,85 31,90 30,50

CZK/USD

průměr / average

32,27 34,60

38,59

38,04

32,74

28,23

33,10

30,74 30,88

29,48 27,73

28,61

27,01

26,28 26,00 27,50

Devizové rezervy / FOREX Reserves

Pramen / Source: Obecné / General Note: Poznámka 1 / Note 1: Poznámka 2 / Note 2: Poznámka 3: Note 3: Poznámka 4 / Note 4: Poznámka 5 / Note 5:

Léto 2004

1)

ČSÚ, ČNB, MPSV a MF ČR; Predikce / Forecasts: NEWTON Group. y/y znamená meziroční změnu ukazatele / y/y indicates year-on-year changes. Údaj ke konci období / End of the period. Údaj zahrnuje operace státních finančních aktiv (včetně bývalé KoB) / Including operations with state financial assets. Do roku 2001 (včetně) průmyslová produkce podle stálých vah roku 1995; ostatní údaje podle stálých vah roku 2000. Until 2001, according to the weighting scheme of 1995. Other data according to the weighting scheme of 2000. U čtvrtletních údajů podíly za kumulované údaje / Quarterly ratios are calculated on annualised base. Údaje za roky 1998-1999 jsou založeny na nerevidovaných údajích HDP / Data for 1998-1999 are based on non-revised data of GDP.

- 26 -



Makroekonomické analýzy, prognózy a komentář komentáře vč včetně etně tohoto dokumentu pro Vás vytvář vytváří: VLADIMÍR TOMŠÍK 222 192 304 [email protected] [email protected]

JAN K UBÍČ UBÍČEK

222 192 345 [email protected]

Produkty týmu makroekonomických analýz naleznete na internetové adrese: http://www.newton.cz/makroanalyzy

Informace o NEWTON College Vám poskytne: L UBOMÍR GALATÍK rektor NEWTON NEWTON College, a. s. JAN L OJDA


zastupující prorektor NEWTON College, a. s.


Informace o produktech procesu Strategické investování a Corporate Finance Vám poskytne: PETR ŠEDÝ předseda představenstva 222 192 250 NEWTON Management, a. s. [email protected]

Informace o produktech procesu Pů Působení v podnicích Vám poskytne: L IBOR L AICHMAN ředitel 222 192 371 NEWTON Management, a. s. [email protected]

Informace o dalších aktivit aktivitách ách skupiny NEWTON Vám poskytne: M IROSLAV ŠAFAŘ předseda př 222 192 360 představenstva AFAŘ ÍK [email protected] NEWTON Consulting, a. s. PETR K RAUS

předseda př představenstva NEWTON Holding, a. s.


© NEWTON College, a. ss., ., Politických vě vězňů 10, 110 00 Praha 1, IČ IČ 27081869 Do tisku dáno dne 26. července 2004.

Upozorně Upozornění: Tento dokument byl připraven v dobré víře. Všechny údaje, prognózy, komentáře a názory obsažené v tomto dokumentu jsou pouze informativní. NEWTON College, a. s. neručí za úplnost a správnost těchto informací. Veškeré informace mohou být měněny bez předchozího upozornění. NEWTON College, a. s. nepřebírá odpovědnost za jakékoliv škody způsobené dalším osobám použitím předložených informací. NEWTON College, a. s. a zaměstnanci skupiny NEWTON mohou mít odlišné pozice, investice nebo být jinak angažováni v mezích zákona (včetně nákupu nebo prodeje klientům, poradenství, správy podniků aj.) než je uvedeno v této publikaci. Další informace jsou k dispozici na požádání.

Léto 2004 - 27 -

Léto Výzkumná práce 2 Platí nekrytá úroková parita v tranzitivních ekonomikách zemí střední a východní Evropy?

Recommend Documents