Ověření platnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky v období transformace

MENDELOVA UNIVERZITA V BRNĚ Provozně ekonomická fakulta Ústav ekonomie ____________________________________________________________

Ověření platnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky v období transformace Diplomová práce

Vedoucí práce: Ing. Petr Rozmahel, Ph.D.

Bc. Petra Orlovská, DiS.

Brno 2011

PROHLAŠENÍ

Prohlašuji, že diplomovou práci na téma „Ověření platnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky v období transformace“ jsem vypracovala samostatně s použitím literatury, kterou uvádím v seznamu.

V Brně dne 3. ledna 2011

……………………………….. Petra Orlovská

PODĚKOVÁNÍ

Na tomto místě bych ráda poděkovala Ing. Petru Rozmahelovi, Ph.D. za metodické vedení, ochotu, cenné rady a připomínky, které mi pomohly při zpracování této diplomové práce.

Abstrakt ORLOVSKÁ, P. Ověření platnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky v období transformace. Diplomová práce. Brno, 2011. Diplomová práce se zabývá ověřením existence inverzního vztahu mezi inflací a nezaměstnaností podle Phillipsovy křivky v transformačním období v zemích Visegrádské čtyřky. Platnost Phillipsovy křivky je testována dle aplikace tří specifických modelů Phillipsovy křivky, které vycházejí z různých teoretických směrů. Vedle „tradičních“ modelů vycházejících z keynesiánského a monetaristického pojetí je vybrán i “alternativní“ model Phillipsovy křivky pro otevřenou ekonomiku. Výstupem aplikace jednotlivých modelů je zjištění míry závislosti mezi inflací a nezaměstnaností v zemích Visegrádské čtyřky. Součástí práce je také komparace charakteru závislosti Phillipsovy křivky s vyspělými státy eurozóny. Klíčová slova: Phillipsova křivka, inflace, nezaměstnanost, Visegrádská čtyřka, regresní analýza

Abstract ORLOVSKÁ, P. Validation of Phillips curve in Visegrad Four countries during the period of transformation. Diploma Thesis. Brno, 2011. The diploma thesis deals with validation of the existence of trade-off between inflation and unemployment according to Phillips curve during transformation period in Visegrad Four countries. The validity of Phillips curve is tested using the application of three specific models of Phillips curve that are based on various theoretical trends. Apart from the “traditional” models based on Keynesian and monetarist approach, there is also an “alternative” model of Phillips curve for an open economy. The outcome of the application of the individual models is finding the measure of interdependence between inflation and unemployment in Visegrad Four countries. A part of this thesis is also the comparison of validity of Phillips curve with developed countries of Eurozone. Key words: Phillips curve, inflation, unemployment, Visegrad Four, Regression analysis

OBSAH 1 ÚVOD......................................................................................................................7 2 CÍL PRÁCE A METODIKA...................................................................................9 2.1 Cíl práce............................................................................................................9 2.2 Metodika ...........................................................................................................9 3 TEORETICKÁ VÝCHODISKA PHILLIPSOVY KŘIVKY................................14 3.1 Původní mzdová Phillipsova křivka ...............................................................14 3.2 Modifikovaná Phillipsova křivka....................................................................16 3.3 Rozšíření mzdové Phillipsovy křivky o míru očekávané inflace ...................17 3.4 Přístup nové klasické makroekonomie ...........................................................21 3.5 Přístup nové keynesovské ekonomie ..............................................................23 3.6 Přístup postkeynesovské ekonomie ................................................................24 4 PŘEHLED STUDIÍ O PHILLIPSOVĚ KŘIVCE V ZEMÍCH VISEGRÁDSKÉ ČTYŘKY ...............................................................................................................26 4.1 Studie publikované v České republice............................................................26 4.2 Zahraniční studie.............................................................................................30 5 OVĚŘENÍ PLATNOSTI PHILLIPSOVY KŘIVKY............................................35 5.1 Česká republika...............................................................................................35 5.1.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti ..................................35 5.1.2 Ověření platnosti cenově inflační PC .....................................................37 5.1.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC ..............................................41 5.1.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku.....................................42 5.2 Slovensko........................................................................................................43 5.2.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti ..................................43 5.2.2 Ověření platnosti cenově inflační PC .....................................................45 5.2.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC ..............................................47 5.2.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku.....................................47 5.3 Polsko..............................................................................................................48 5.3.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti ..................................48 5.3.2 Ověření platnosti cenově inflační PC .....................................................50 5.3.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC ..............................................52 5.3.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku.....................................52 5.4 Maďarsko........................................................................................................53 5.4.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti ..................................53 5.4.2 Ověření platnosti cenově inflační PC .....................................................55 5.4.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC ..............................................56 5.4.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku.....................................56 5.5 Ověření platnosti Phillipsovy křivky ve vybraných státech eurozóny ...........57 6 DISKUZE ..............................................................................................................61 7 ZÁVĚR ..................................................................................................................68 8 POUŽITÁ LITERATURA ....................................................................................71 9 SEZNAMY ............................................................................................................75

1 ÚVOD

1

7

ÚVOD

Hlavním cílem většiny vlád v oblasti hospodářské politiky je dosažení stabilního vývoje základních makroekonomických veličin, mezi které patří udržitelné tempo růstu ekonomiky, cenová stabilita, nízká míra nezaměstnanosti a vnější rovnováha v podobě vyrovnané platební bilance. Tyto cíle makroekonomické hospodářské politiky, které se vyjadřují pomocí tzv. magického čtyřúhelníku, jsou důležité k určení výkonnosti a ekonomické vyspělosti každé země. Velký důraz je kladen na dosažení nízké úrovně inflace doprovázené nízkou nezaměstnaností. Vzhledem k negativním dopadům na hospodářství se jedná o téma velmi citlivé a s akcentem k současné ekonomické situaci i velmi aktuální. Dlouhodobým sledováním vývoje vzájemných vazeb mezi veličinami bylo vytvořeno několik koncepcí, na základě kterých provádí tvůrci hospodářské politiky důležitá ekonomická opatření, která ovlivňují nejen chod celé ekonomiky, ale i chování každého z nás. Se zvyšující se rolí státu ve 20. století se inflace stala pevnou součástí každé ekonomiky. Eliminace hrozby vysoké a nestabilní míry inflace, která znehodnocuje příjmy a úspory, je hlavním posláním centrálních bank, jenž prostřednictvím monetární politiky udržují cenovou stabilitu země. Naopak nástroje pro potlačení nezaměstnanosti jsou plně v kompetenci vlády členské země, která provádí opatření vedoucí ke snížení nezaměstnanosti. S problémem nezaměstnanosti se v aktuální celosvětové ekonomické situaci potýkají jak vyspělé ekonomiky, tak i země procházející procesem ekonomických změn v souvislosti s přechodem na tržní ekonomiku. Nezaměstnanost je v tomto pohledu klíčovou otázkou, na kterou se nyní soustředí hospodářská politika každé země. Na faktory ovlivňující vysokou míru nezaměstnanosti a měnící se inflaci jsou tak kladeny velmi vysoké nároky, stejně tak i na sledování vzájemných vazeb mezi těmito dvěma veličinami. Zkoumáním vztahu mezi inflací a nezaměstnaností se v minulosti zabývala řada ekonomických studií s větším či menším úspěchem. Výrazný posun přinesl až objev Phillipsovy křivky (PC) znázorňující substituční vztah mezi inflací a nezaměstnaností, který se stal důležitým mezníkem ve vývoji keynesovské ekonomie. Dle této teorie si tvůrci hospodářské politiky mohou zvolit nižší úroveň nezaměstnanosti, jsou-li ochotni zaplatit cenu v podobě vyšší míry inflace nebo naopak nižší inflaci lze dosáhnout na úkor vyšší nezaměstnanosti. Velkou pozornost danému vztahu věnovaly i soudobé makroekonomické školy: neokeynesiánství, monetarismus a nová klasická ekonomie. Do dnešní doby je Phillipsova křivka předmětem častých diskuzí a nadále zůstává kontroverzním tématem. Většina ekonomů však myšlenku krátkodobého vztahu mezi inflací a nezaměstnaností přijímá. V dlouhém období však převládá názor, že neexistuje

1 ÚVOD

8

dlouhodobý inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností a Phillipsova křivka má tvar vertikály. Předkládaná práce je zaměřena na zhodnocení možnosti aplikace vybraných modelů Phillipsovy křivky na reálná data tranzitivních ekonomik. Cílem je tedy potvrdit či vyvrátit stanovenou hypotézu, že v zemích Visegrádské čtyřky (V4) existoval od roku 1998 do poloviny roku 2010 inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností, vyjádřený Phillipsovou křivkou.

2 CÍL PRÁCE A METODIKA

2

9

CÍL PRÁCE A METODIKA

2.1 Cíl práce Hlavním cílem práce je ověřit existenci inverzního vztahu mezi inflací a nezaměstnaností podle Phillipsovy křivky v období transformace a probíhající hospodářské krize v zemích Visegrádské čtyřky. Podstata tohoto cíle spočívá v aplikaci jednotlivých regresních modelů testujících vztah definovaný pomocí vybraných teoretických přístupů k Phillipsově křivce. Tomuto cíli odpovídá příslušná hypotéza: „V zemích Visegrádské čtyřky existuje ve zkoumaném období inverzní vztah mezi mírou inflace a mírou nezaměstnanosti.“ Vzhledem k širšímu okruhu zkoumané problematiky je práce doplněna o dílčí cíl, kterým je porovnání charakteru závislosti dle Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky s vyspělými státy eurozóny pomocí více specifikací modelů Phillipsovy křivky dle odlišných ekonomických směrů. V rámci tohoto cíle bude hledána odpověď na výzkumnou otázku, zda vztah mezi inflací a nezaměstnaností v zemích Visegrádské čtyřky je rozdílný od vyspělých zemí eurozóny. Tomuto cíli byla přiřazena hypotéza: „Phillipsova křivka platí u obou zkoumaných skupin, charakteristiky jsou srovnatelné.“

2.2 Metodika Pro naplnění výše uvedených cílů bylo v práci využito metod a metodických postupů, které jsou v souladu s povahou řešených problémů. Pomocí metody deskripce byla vypracována literární rešerše, která spočívala ve studii historických i soudobých ekonomických textů, working paperů, článků v periodicích či internetových zdrojů. Další metodou, které přispěla k zpracování této práce, byla analýza, aplikovaná např. při rozboru soudobých studiích, zabývajících se vypovídající schopností Phillipsovy křivky v jednotlivých ekonomikách nebo využitá při identifikaci hlavních faktorů ovlivňujících vývoj inflace a nezaměstnanosti. S využitím metody komparace byly srovnávány výsledky aplikace jednotlivých modelů Phillipsovy křivky mezi zkoumanými zeměmi. K vyvozování závěrů a při posuzování stanovených hypotéz sloužily metody dedukce a syntézy. Pro empirické ověřování platnosti Phillipsovy křivky byly uplatněny příslušné statistické a ekonometrické metody, zejména regresní analýza, která je využívána k pochopení závislostí mezi dvěma nebo více proměnnými. Pomocí jednorozměrné a vícerozměrné regresní analýzy byly testovány vztahy definované pomocí vybraných


10

přístupů k Phillipsově křivce. Pro výpočet parametrů jednotlivých modelů byla uplatněna metoda nejmenších čtverců (MNČ), která představuje základní metodu pro konstrukci ekonometrického modelu. Její podstata spočívá v nalezení vhodné aproximační funkce pro dané empiricky zjištěné hodnoty. Kvalita regresního modelu byla posuzována podle koeficientu determinace1, který nám říká, kolik procent rozptylu závislé proměnné je vysvětleno modelem a kolik zůstalo nevysvětleno. Pro určení vhodnosti modelu byly provedeny t-testy, který testují statistickou významnost jednotlivých regresních parametrů a F-test, zabývající se statistickou významností celého modelu. Pro empirický výzkum byly vybrány tři různě specifikované modely Phillipsovy křivky, vycházející z různých teoretických přístupů. Cenově inflační verze Phillipsovy křivky Prvním aplikovaným modelem byla cenově inflační verze Phillipsovy křivky, prezentovaná P. A. Samuelsonem a R. M. Solowem (1960). Jedná se o model vycházející z klasického keynesiánského pojetí Phillipsovy křivky, který popisuje závislost celkové míry inflace πt na míře nezaměstnanosti Ut a na náhodné složce εt. Příslušný model lze vyjádřit ve tvaru:

π t = β1 + β 2U t + ε t ,

β2 < 0

Model Phillipsovy křivky rozšířený o inflační očekávání Druhým vybraným modelem byla Friedmanova (1968) a Phelpsova (1968) interpretace Phillipsovy křivky založená na inflačních očekáváních. Tato verze popřela v 70. letech dvacátého století do té doby užívanou původní PC a představila tak zcela nový pohled na vnímání vztahu mezi inflací a nezaměstnaností. Z tohoto důvodu byl do výběru zařazen právě tento model. Model PC rozšířený o inflační očekávání lze zapsat ve tvaru:2

π t = β 1 + β 2U t + β 3π te + ε t ,

β2<0, β3>0

kde je:

π t …… .. míra inflace, Ut ……… míra nezaměstnanosti, 1

Koeficient determinace (R2) nabývá hodnot od nuly do jedné. Hodnoty blízké nule značí špatnou kvalitu modelu; čím více se hodnota R2 blíží jedné, tím model lépe popisuje zkoumaný jev. 2 Konstrukce modelu zpracována podle Hušek-Pelikán (2003).


11

π te …….. očekávaná míra inflace, ε t ……… náhodná složka. Jedná se o model, který je založený na adaptivním formování očekávané inflace. Formálně lze mechanismus adaptivního očekávání vyjádřit jako3:

π te = gπ t −1 + (1 − g )π te−1 ,

0 < g ≤1

Z uvedené rovnice vyplývá, že očekávaná míra inflace π te je váženým aritmetickým průměrem skutečné míry inflace v období t-1 a očekávané inflace předcházejícího období π te−1 s vahami g, resp. (1 − g ) 4. Důležitou roli zde hraje zvolený koeficient adaptace g. Platí, že čím více se g blíží k jedné, tím větší je rozsah přizpůsobení. Pro účely tohoto výzkumu byl zvolen koeficient adaptace g = 0,3. Dosazením zvoleného koeficientu do rovnice získáme:

π te = 0,3π t −1 + 0,7π te−1 Model Phillipsovy křivky pro otevřenou ekonomiku Vedle dvou „tradičních“ modelů byl do výběru zařazen „alternativní“ model PC pro otevřenou ekonomiku, jehož specifikace vychází z práce J. DiNarda a M. P. Moora (1999). Pro výběr tohoto modelu bylo rozhodující, že země Visegrádské čtyřky představují malé otevřené ekonomiky, zatímco „tradiční“ modely PC byly formulovány v období, které bylo charakteristické uzavřeností ekonomik. Phillipsova křivka pro otevřenou ekonomiku je uvedena ve tvaru: ∧

∧

π tj,cpi − π t*,cpi = α fd t j−1 + β (U t j−1 − U t*−1 ) + µ tj kde je:

π t,jcpi

inflace v zemi j v období t,

π t*,cpi

inflace v referenční zemi5 v období t,

U t j−1

nezaměstnanost v zemi j v období t-1,

U t*−1

nezaměstnanost v referenční zemi v období t-1,

∧

∧

α,β

koeficienty určující citlivost inflace na fd t j−1 a na rozdílu U t j−1 a U t*−1 ,

fd t −j 1

procentuální rozdíl mezi forwardovým a spotovým směnným kurzem.

3

Konstrukce adaptivního očekávání zpracována podle Hušek-Pelikán (2003). Pro první období je míra očekávané inflace dána. Očekávaná inflace za leden 1998 se rovná skutečné inflaci za leden 1998; analýza tedy začíná od pevně stanoveného bodu. 5 Za referenční zemi bylo zvoleno Německo. 4


12

Práce je členěna do sedmi základních kapitol (pomineme-li použitou literaturu a seznamy). Po úvodu, který uvádí problematiku do širších souvislostí a zdůvodňuje význam prováděného výzkumu týkající se ověření platnosti Phillipsovy křivky, následuje vymezení hlavního a dílčího cíle práce a specifikace použité metodiky. Ve třetí kapitole je aplikována popisná metoda ke zpracování literární rešerše. Ta se zaměřuje na rozpracování přístupů jednotlivých ekonomických škol, které se pozorovaným vztahem zabývaly. Nejprve je charakterizována původní mzdová Phillipsova křivka vycházející z příspěvku A. W. Phillipse, který na základě provedeného výzkumu objevil inverzní vztah mezi mzdovou inflací a mírou nezaměstnanosti. Na původní mzdovou Phillipsovu křivku navazuje modifikace Phillipsovy křivky, tzv. cenově inflační verze PC. Poté je pozornost věnována konceptu rozšířené Phillipsovy křivky o inflační očekávání; následují přístupy nové klasické makroekonomie, nové keynesovské ekonomie a jako poslední je uveden pohled postkeynesovské ekonomie.

Čtvrtá kapitola se zaměřuje na rozbor soudobých prácí, které se zabývají možnostmi aplikace Phillipsovy křivky v jednotlivých státech Visegrádské čtyřky. Z českých autorů jsou zmíněny práce Klímka (2007), Štekera (2006), ČernohorskéČernohorského (2007) a Klímy-Laciny-Vařejky (2002). Ze zahraničních studií byli vybráni autoři Kárász (2009), Socha-Wojciechowski (2004), Kuczyński-Strzala (2001), Borowski (2005) a Tímea (2005). Vlastní jádro práce tvoří pátá kapitola, která se věnuje empirickému ověření platnosti Phillipsovy křivky na reálných datech zemí Visegrádské čtyřky. Pro každý stát jsou aplikovány vybrané jednofaktorové a vícefaktorové modely Phillipsovy křivky, u kterých jsou pomocí regresní analýzy s využitím metody nejmenších čtverců vyvozeny patřičné závěry ohledně existence či neexistence pozorovaného vztahu. U sledovaných zemí nechybí rozbor hlavních faktorů, které určovaly a ovlivňovaly vývoj sledovaných ukazatelů od počátku transformace až po současnost. Obdobným způsobem je v závěru kapitoly ověřována platnost Phillipsovy křivky ve vyspělých státech eurozóny, konkrétně v Německu, Itálii, Francii a Rakousku. Šestá kapitola je věnována diskuzi nad dosaženými výsledky. Pomocí metody komparace je analyzováno, jak si stojí transformující země V4 v porovnáním s vyspělými státy eurozóny. Obsahem je také analýza hlavních faktorů ovlivňujících vztah inflace a nezaměstnanosti, včetně nalezení vhodných doporučení pro tvůrce hospodářské politiky. Sedmá kapitola představuje závěr práce, který se věnuje zhodnocení a interpretaci výsledků v kontextu se stanovenými hypotézami.


13

Za zkoumaný vzorek byly vzhledem k podobné výchozí ekonomické a politické situaci na počátku procesu transformace zvoleny země Visegrádské čtyřky6. Tyto země lze charakterizovat jako malé, otevřené, rychle se rozvíjející ekonomiky, které prošly v devadesátých letech 20. století hospodářskými změnami, společenskou transformací a přechodem od plánovaného hospodářství k tržní ekonomice. V roce 1999 vstoupily země V47 do NATO a 1. května 2004 se staly členy Evropské unie (EU), čímž ještě více vzrostla kooperace těchto zemí v zahraničně-politických aktivitách. Do analýzy byl vybrán také vzorek členských států eurozóny, konkrétně Německo, Francie, Itálie a Rakousko. Jedná se o země, které díky své ekonomické vyspělosti vytváří tzv. jádro eurozóny, zvláště pak Německo, představující z hlediska výše hrubého domácího produktu nejsilnější ekonomiku eurozóny. Francie a Itálie byly do analýzy začleněny rovněž z důvodu vyspělých ekonomik a z pozice zakládajících

členů EU. Ve výběru Rakouska hrála roli jeho strukturální podobnost s Českou republikou. Předkládaná práce se zaměřuje na ověření platnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky od počátku transformace až po současnost. Pro nedostupnost dat v počátku transformačního období se aplikační část práce orientuje na časový interval od ledna 1998 do června 2010. K dispozici byly tedy časové řady v měsíční frekvenci v délce 150 údajů. Vstupní data byla čerpána z databází Eurostatu; konkrétně se jedná o harmonizovanou míru nezaměstnanosti (sezónně očištěnou) a harmonizovaný index spotřebitelských cen (HICP), kde je inflace vyjádřena jako procentní změna vzhledem ke stejnému měsíci předchozího roku. Spotové a forwardové kurzy byly získány z databáze Bloomberg. Veškeré výpočty byly provedeny v programu Gretl a tabulkovém procesoru MS Excel.

6

Visegrádská čtyřka představuje spojenectví čtyř států střední Evropy: České republiky, Slovenska, Maďarska a Polska, založeném v únoru 1991 ve Visegrádu, za účelem navázání vzájemné spolupráce v obchodní a politické oblasti, jakožto i příslib věčnému přátelství. 7 kromě Slovenska, které do NATO přistoupilo v roce 2004.

3 TEORETICKÁ VÝCHODISKA PHILLIPSOVY KŘIVKY

3

14

TEORETICKÁ VÝCHODISKA PHILLIPSOVY KŘIVKY

S konceptem Phillipsovy křivky, znázorňující vztah mezi mírou nezaměstnanosti a mírou inflace, přišel už v roce 1926 americký ekonom Irving Fisher (1926) v článku „A Statistical Relation between Unemployment and Price Changes“. Jeho práce však upadla v zapomnění a do popředí zájmu se tato problematika dostala až koncem padesátých let 20. století díky A. W. Phillipsovi (1958). Objev Phillipsovy křivky představoval důležitý mezník ve vývoji keynesovské makroekonomie a významně ovlivnil i ostatní dominantní ekonomické školy, především neokeynesiánství, monetarismus a novou klasickou makroekonomii. Cílem této kapitoly je vymezit literární východiska práce zabývající se Phillipsovou křivkou a provedení rešerše přístupů jednotlivých ekonomických škol, které se pozorovaným vztahem zabývaly.

3.1 Původní mzdová Phillipsova křivka Původní mzdová Phillipsova křivka vzešla z průkopnické studie novozélandského ekonoma Albana Williama Phillipse (1958). Na základě zkoumání korelace mezi změnou míry nezaměstnanosti a mírou růstu nominálních mezd ve Velké Británii za více než stoleté období došel Phillips k závěru, že mezi zkoumanými veličinami existuje inverzní vztah, který je možné znázornit pomocí klesající křivky. Uvedený substituční vztah je v ekonomické teorii označován pojmem „Phillipsova křivka“. Dle Phillipse lze nižší míru nezaměstnanosti dosáhnout na úkor vyšší míry mzdové inflace a naopak vyšší míře nezaměstnanosti odpovídá nižší míra mzdové inflace. Tuto hypotézu Phillips zveřejnil v článku „The Relation between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom, 1861-1957“. Phillips (1958) tento inverzní vztah zdůvodňuje tím, že za předpokladu vysoké poptávky po pracovní síle a nízké nezaměstnanosti zaměstnavatelé jen obtížně hledají nové pracovníky. Proto musí nabídnout vyšší mzdy, aby si udrželi své zaměstnance, resp. přilákali pracovníky z jiných podniků. Při nízké nezaměstnanosti se zvyšuje síla odborů, které důrazněji prosazují své požadavky na zvýšení mezd. Naopak, když je poptávka po pracovní síle malá a nezaměstnanost vysoká, pracovníci se obávají ztráty zaměstnání a jsou tak umírněnější ve svých mzdových požadavcích a jsou ochotni nabízet své služby za nižší mzdu. Phillips se ve svém výzkumu zaměřil na sledování statistických údajů vývoje míry nezaměstnanosti a nominálních mezd ve Velké Británii v období 1861-1957. Toto celkové období dále rozčlenil na jednotlivé dílčí úseky 1861-1913, 1913-1948 a 1948-1957, které podrobněji analyzoval.


15

Graf 3.1: Phillipsova křivka pro Velkou Británii v letech 1861-1913

Zdroj: Phillips (1958), s. 285 Phillipsova křivka je v levé části strmá, z čehož vyplývá, že při relativně malém snížení nezaměstnanosti dochází k relativně prudkému růstu míry nominálních mezd. V ploché části křivky dochází při relativně velkém poklesu míry nezaměstnanosti k relativně malému růstu míry nominálních mezd. Dále je z grafu 3.1 patrný negativní sklon křivky a hyperbolický tvar. Křivka protíná osu x přibližně na úrovni 5,5 %. To znamená, že ve sledovaném období 1861-1913 byla mzdová inflace při této míře nezaměstnanosti nulová. Graf 3.2: Phillipsova křivka pro Velkou Británii v letech 1948-1957

Zdroj: Phillips (1958), s. 296


16

Odlišný průběh Phillipsovy křivky vysledoval Phillips v letech 1948-1957. Na rozdíl od předcházejících let Phillipsova křivka neprotíná osu x a nedostává se tedy do záporných hodnot, což bylo zapříčiněno především z důvodu nepružnosti mezd směrem dolů v poválečném období.

3.2 Modifikovaná Phillipsova křivka O další vývoj Phillipsovy křivky se v 60. letech dvacátého století zasloužili američtí ekonomové P. A. Samuelson a R. M. Solow (1960), kteří prokázali na údajích Spojených států podobnou nepřímou úměrnost mezi nezaměstnaností a inflací. Výsledky provedené analýzy porovnali s výsledky odhadů Velké Británie. Sestavená Phillipsova křivka pro USA byla strmější a na rozdíl od Velké Británie měla spíše lineární tvar (viz. graf 3.3), což bylo způsobeno především větší flexibilitou mzdových sazeb směrem dolů. Graf 3.3: Modifikovaná Phillipsova křivka pro USA

Zdroj: Samuelson-Solow (1960), s. 192 Koncept původní Phillipsovy křivky s mzdovou inflací byl nahrazen cenovou inflací, čímž vznikla tzv. modifikovaná Phillipsova křivka, dle které si země může „koupit“ nižší míru nezaměstnanosti, je-li ochotna „zaplatit“ cenu v podobě vyšší míry inflace. Phillipsova křivka tak začala být chápána jako kauzální vztah mezi nezaměstnaností a inflací. Samuelson a Solow dospěli k názoru, že korelace mezi inflací a nezaměstnaností se objevila z toho důvodu, že nízká nezaměstnanost je spojena s vysokou agregátní poptávkou, jež zvyšuje mzdy a ceny v celé ekonomice. Phillipsova křivka tak začala být vnímána jako nástroj, který obsahuje důležité poučení pro tvůrce hospodářské politiky, neboť změnou monetární a fiskální politiky, která má vliv na agregátní poptávku, si tvůrci hospodářské politiky můžou vybrat jakýkoliv bod na křivce. Stojí tedy před volbou mezi dvěma zly - inflací a nezaměstnaností (Mankiw, 1999). Koncept


17

Phillipsovy křivky využívali tvůrci hospodářské politiky západních zemí zejména v šedesátých a sedmdesátých letech 20. století. V té době se obvykle volila cca 3-4% nezaměstnanost, spojená s 2-3% inflací. Pro politiky bylo lákavé docilovat za cenu určité inflace relativně nízkou nezaměstnanost a tím sbírat cenné politické body. Uvolněnou měnovou a rozpočtovou politikou tak vlády mohly podporovat ekonomický růst a snižovat nezaměstnanost (Singer-Loužek a kol., 2008).

3.3 Rozšíření mzdové Phillipsovy křivky o míru očekávané inflace Pozorovaný inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností byl stabilní pro řadu zemí až do konce šedesátých let dvacátého století, v sedmdesátých letech se však objevil současně vysoký růst nezaměstnanosti i inflace, což nepotvrzovalo závěry původní Phillipsovy křivky (viz. graf 3.4). Představa jednoduchého, předvídatelného a přetrvávajícího vztahu mezi inflací a nezaměstnaností byla zpochybněna a bylo zřejmé, že jejich vzájemný vztah je podstatně složitější. Graf 3.4: Phillipsova křivka v USA v letech 1961-1981

Zdroj: Hlavatá (1995), s. 16 Hospodářská politika založená na konceptu Phillipsovy křivky tak čelila kritickým reakcím od řady ekonomů v čele s Miltonem Friedmanem a Edmundem Phelpsem. Na základě nesouladu mezi ekonomickou realitou 70. let a původní hypotézou Phillipsovy křivky rozšířili Friedman a Phelps původní model Phillipsovy křivky o očekávanou míru inflace, která hraje v moderní ekonomické teorii stěžejní roli. Vznikla tak modifikace Phillipsovy křivky založená na přirozené míře nezaměstnanosti a inflačním očekávání. Friedman (1968) kritizuje původní Phillipsovu křivku v článku „The Role of Monetary Policy“. Tento článek bývá mnohdy považován za jeden z nejvlivnějších a nejcitovanějších ekonomických příspěvků všech dob. Friedman zde vylučuje existenci


18

dlouhodobého inverzního vztahu mezi inflací a nezaměstnaností. Uvádí: „…existuje vždy dočasná substituce mezi inflací a nezaměstnaností; neexistuje stálá substituce. Dočasná substituce pramení nikoliv z inflace samotné, ale z neočekávané inflace, což obecně znamená z rostoucí míry inflace“ (Friedman, 1968, s. 11). Friedman tvrdí, že existuje pouze krátkodobý inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností založený na peněžní iluzi8. Nezávisle na Friedmanovi se kriticky k původní Phillipsově křivce vyjadřuje také E. Phelps (1968), přičemž oba se shodují na tom, že současná inflace nezávisí jen na nezaměstnanosti, ale podstatnou roli hrají inflační očekávání. Současná inflace je tedy funkcí dvou proměnných, a to nezaměstnanosti a očekávané inflace. Friedman s Phelpsem vycházeli ve svých úvahách z adaptivního formování očekávané inflace, dle kterého ekonomické subjekty tvoří svá očekávání na základě minulého vývoje. V případě, že inflace nějakou dobu trvá, ekonomické subjekty tuto inflaci očekávají i do budoucna a této očekávané inflaci přizpůsobí vlastní tvorbu cen. Friedmanovo pojetí Phillipsovy křivky znázorňuje graf 3.5. Friedman (1977) předpokládá, že ekonomika se původně nachází v rovnováze v bodě E9. Neočekávané zvýšení agregátní poptávky vede k dočasné peněžní iluzi na straně firem i jejich zaměstnanců. Výrobci si růst cen a tržeb vysvětlí jako růst poptávky po svém zboží, načež začnou více vyrábět, přibírat nové zaměstnance a budou ochotni nabízet vyšší nominální mzdy. Pracovníci vnímají růst cenové hladiny mylně jako růst reálných mezd, což vyvolá zvýšení nabídky pracovních sil. V důsledku růstu agregátní poptávky dochází k růstu produkce, k zvýšení míry inflace z bodu A do B, nezaměstnanost klesá pod přirozenou míru do UL a ekonomika se přesouvá do bodu F, který představuje bod krátkodobé rovnováhy. Po určité době se peněžní iluze rozplývá, firmy i zaměstnanci si uvědomí svůj omyl, firmy snižují produkci a zaměstnanci požadují zvýšení nominálních mezd úměrně růstu skutečné cenové hladiny. To vede k posunu původní Phillipsovy křivky severovýchodně na úroveň představující vyšší inflační očekávání. Ekonomika se však nevrací do výchozího bodu E, nýbrž do bodu G. Ekonomika se tak nachází zpět na přirozené míře nezaměstnanosti, ale při vyšší míře inflace. Důvodem je to, že zaměstnanci zabudovávají inflační očekávání do dlouhodobých kontraktů a z očekávané inflace se tak stane skutečná inflace. Jakékoliv úsilí snížit nezaměstnanost pod přirozenou míru je tak neúspěšné a má za následek akcelerující inflaci. Z toho plyne závěr, že existuje pouze krátkodobá zaměnitelnost mezi inflací a nezaměstnaností. Dlouhodobě se nezaměstnanost stále vrací na úroveň přirozené míry nezaměstnanosti, výsledkem je pak vertikální dlouhodobá Phillipsova křivka. 8

Peněžní iluze znamená neschopnost odlišit změny nominálních veličin od reálných. Jedná se o bod dlouhodobé rovnováhy, kdy očekávaná míra inflace se rovná skutečné míře inflace a agregátní nabídka je v rovnováze s agregátní poptávkou.

9


19

Graf 3.5: Krátkodobá a dlouhodobá Phillipsova křivka

Zdroj: Friedman (1977), s. 457 Friedmanova a Phelpsova teorie měla zásadní dopad na hospodářskou politiku, neboť míra nezaměstnanosti nemůže být dlouhodobě ovlivněna fiskálními či monetárními reakcemi agregátní poptávky, čímž došlo k vyvrácení keynesiánské teorie udržování nízké nezaměstnanosti prostřednictvím stimulace poptávky. Friedmanův a Phelpsův přístup k Phillipsově křivce byl velmi podobný, najdou se však i jisté rozdíly. Phelps založil svou analýzu na formálním mikroekonomickém modelu. Phillipsovu křivku upravenou o inflační očekávání charakterizoval jako proces vytváření cen v nerovnováze nabídky a poptávky, kdežto Friedman ji odvozoval z agregátní nabídky na konkurenčním trhu práce, který je vyčisťován flexibilními pohyby mezd. Další rozdíl mezi oběma ekonomy spočíval v odlišném vnímání inflace a nezaměstnanosti z hlediska kauzality. Phelps zdůrazňoval vliv rozdílu mezi skutečnou a přirozenou nezaměstnaností na inflaci, Friedman na druhé straně zdůraznil vliv rozdílu mezi současnou a očekávanou inflací na nezaměstnanost (Holman, 2006). Kromě adaptivních očekávání zavedli Friedman s Phelpsem do analýzy tradiční Phillipsovy křivky další důležitý prvek, kterým je přirozená míra nezaměstnanosti. Phelps uvádí, že je to: „…míra, při které je zvýšení skutečné a očekávané cenové hladiny (nebo růst mezd) stejné – je nezávislá na míře inflace“. (Phelps, 1968, s. 682) Friedman ji definuje jako: „… úroveň, která vychází z Walrasovského systému rovnic všeobecné rovnováhy, která v sobě obsahuje skutečné strukturální charakteristiky trhů práce a trhů statků a služeb, včetně tržních nedokonalostí, stochastické variability na straně poptávky a nabídky, nákladů spojených se získáváním informací o volných pracovních místech a zaměstnancích, nákladů mobility pracovní síly a další“ (Friedman, 1968, s. 8). Jak z definice vyplývá, Friedman považuje přirozenou míru nezaměstnanosti za „výstup“ Walrasovy všeobecné ekonomické rovnováhy, z čehož je patrné, že přirozená míra nezaměstnanosti je postavena na mikroekonomickém základě, nikoliv na makroekonomickém. Pokud se tedy ekonomika dostane do situace, kdy


20

nezaměstnanost je na své přirozené míře, lze předpokládat, že nejen celá ekonomika, ale i všechny dílčí trhy budou v rovnováze. Friedman vycházel z původní neoklasické ekonomie, která rozlišuje nezaměstnanost na dobrovolnou a nedobrovolnou, přičemž kritériem je ochota ekonomického subjektu pracovat při rovnovážné mzdové sazbě. Na přirozenou míru nezaměstnanosti lze tedy nahlížet jako na dobrovolnou nezaměstnanost, která je dána součtem frikční a strukturální nezaměstnanosti (Pošta, 2008). Friedman nepovažuje přirozenou míru nezaměstnanosti za neměnnou, naopak tvrdí, že je proměnlivá v čase a různě vysoká v různých zemích. Holman (2005) uvádí, že v zemích Evropské unie je dnes přirozená míra nezaměstnanosti vyšší než v USA a Japonsku. Důvodem je štědrost evropských sociálních dávek a malá pružnost evropských pracovních trhů ve srovnání s USA a Japonskem. Tvůrci hospodářské politiky můžou přirozenou míru nezaměstnanosti snížit odstraňováním příčin, které ji vyvolávají (např. zvýšení mobility pracovních sil, odstranění regulace mezd, protimonopolní opatření nebo lepší informovaností na pracovních trzích). Buchtová a kol. (2002) chápe přirozenou míru nezaměstnanosti jako takovou míru nezaměstnanosti, která by vznikla působením tržních sil, a kterou tedy není možno dlouhodobě ovlivňovat nástroji fiskální a monetární politiky. Odpovídá takové úrovni zaměstnanosti, při které je míra inflace stabilní, neroste ani neklesá. Mankiw (1999) se zamýšlí nad tím, co je tak „přirozeného“ na přirozené míře nezaměstnanosti. Uvádí, že se nemusí nutně jednat o společensky žádoucí míru nezaměstnanosti. Tato nezaměstnanost není „přirozená“ protože by byla dobrá, ale protože ji monetární politika nemůže ovlivnit. V současnosti je rozšířeno makroekonomické chápání přirozené míry nezaměstnanosti známé pod zkratkou NAIRU (Non-Accelerating Inflation Rate of Unemployment). NAIRU lze charakterizovat jako takovou míru nezaměstnanosti, která nemění tempo růstu míry inflace. Vývojem tohoto konceptu se zabýval např. Tobin (1980), který NAIRU chápe jako makroekonomický konsensus. Pro empirické modelování NAIRU se často využívá tzv. Gordonův „Triangle model“ (Gordon, 1997), kde se současná míra inflace vztahuje ke třem faktorům: k očekávané míře inflace, k poptávkovým podmínkám (zastoupených produkční mezerou) a k nabídkovým šokům. Obecné vymezení tohoto modelu lze vyjádřit např. ve tvaru podle Sekhona (1999):

π t − π te = β (u t − u t* ) + δX t + vt kde je:

π t ….. odhad skutečné míry inflace π te …. očekávaná míra inflace


21

ut ….. míra nezaměstnanosti ut* ….. NAIRU X t …. vektor nabídkových šoků vt ….. chybový člen Graf 3.6 zachycuje srovnání vývoje NAIRU v zemích Visegrádské čtyřky. V České republice se míra NAIRU ve sledovaném období pohybovala mírně nad 6 %, v roce 2008 dočasně poklesla pod tuto hodnotu. Obdobné hodnoty jsou pozorovány u Maďarska. Naopak poměrně vysoké míry NAIRU má Slovensko a Polsko, kde míra nezaměstnanosti v první polovině této dekády dosahovala mnohem vyšších hodnot než v ostatních sledovaných zemích. V posledních dvou letech se však NAIRU v Polsku značně snížila. Nárůst NAIRU v poslední době je patrný u všech zemí Visegrádské čtyřky (ČNB, 2009). Graf 3.6: Vývoj NAIRU v zemích Visegrádské čtyřky

Zdroj: ČNB, Analýzy stupně ekonomické sladěnosti České republiky s eurozónou 2009, vlastní úprava

3.4 Přístup nové klasické makroekonomie Další ekonomickou školou, která představila nové pojetí Phillipsovy křivky, je nová klasická makroekonomie, která je postavena na hypotéze racionálních očekávání. Tuto hypotézu poprvé zformuloval v roce 1961 J. F. Muth v článku „Rational expectations and the Theory of Price Movements“. Podle Mutha (1961) vytváří ekonomické subjekty svá očekávání racionálně, tzn. že nepřihlíží jen k minulým zkušenostem, ale berou v úvahu všechny dostupné relevantní informace o minulém i současném vývoji. Lidé se snaží vytvářet správné předpovědi, jelikož je to v jejich nejvlastnějším zájmu. Hypotéza racionálních očekávání předpokládá, že lidé při vytváření svých očekávání nedělají


22

systematické chyby. Muth (1961) dále uvádí, že kdyby nebyla očekávání jedinců dostatečně racionální, museli by teoretičtí ekonomové bohatnout ze spekulace, vedení podniků nebo alespoň z prodeje informací firmám a investorům. V souladu s hypotézou racionálních očekávání vytvořil novou interpretaci Phillipsovy křivky americký ekonom Robert E. Lucas. Této problematice se věnuje např. v článku „Some international Evidence on Output-Inflation Tradeoffs“ z roku 1973, kde na základě empirického výzkumu došel k závěru, že čím vyšší je tempo růstu cenové hladiny, tím méně reaguje reálná produkce na změny cenové hladiny. Za zmínku stojí rovněž příspěvek „Real Wages, Employment and Inflation“, kde společně s Rappingem (1969) zkoumá na základě aplikace třírovnicového modelu simultánních rovnic vztah mezi inflací, reálnými mzdami a nezaměstnaností. Své pojetí Phillipsovy křivky postavil Lucas stejně jako Friedman na dlouhodobé10 vertikální Phillipsově křivce, která se nachází na přirozené míře nezaměstnanosti; adaptivní očekávání však vyměnil za racionální. Politika poptávkové expanze v případě racionálních očekávání však nemůže ani krátkodobě podnítit růst produkce, neboť zaměstnavatelé i zaměstnanci správně předpovídají konečné inflační účinky a ihned zvýší ceny a mzdy. Proto i krátkodobá agregátní nabídka a krátkodobá Phillipsova křivka jsou vertikální (Hindls-Holman-Hronová a kol, 2003). Jakékoliv úsilí vlády pro použití Phillipsovy křivky jako vhodného nezaměstnanosti se tak promítne pouze ve změně inflace.

nástroje

k snižování

míra růstu nominálních mezd (%)

Graf 3.7: Jevová Phillipsova křivka

Pravdivá Phillipsova křivka B

Jevová Phillipsova křivka A

wE

0

C

uN

míra nezaměstnanosti (%)

Zdroj: Sojka-Kouba (2006), s. 134

10

Označuje ji jako tzv. pravdivou Phillipsovu křivku; krátkodobou Phillipsovu křivku označuje jako tzv. jevovou Phillipsovu křivku.


23

3.5 Přístup nové keynesovské ekonomie V současné době je značná pozornost věnována specifickému modelu Phillipsovy křivky, který nese název „Nová keynesovská Phillipsova křivka“ (NKPC). Patří k nejužívanějším modelům zkoumání dynamiky inflace v moderní makroekonomii. Ve srovnání s předchozími modely je NKPC založena na mikroekonomických základech, které vychází z předpokladu monopolistické konkurence a nominálních mzdových rigidit. Důvodem pro zapojení těchto mikroekonomických základů byla snaha eliminovat námitky vyplývající z tzv. Lucasovy kritiky. Jašová (2008) uvádí, že NKPC předpokládá, že dnešní inflace je funkcí inflace, u které se očekává, že převládne v dalším období, a odchylky nezaměstnanosti od její přirozené míry. Na rozvoji tohoto konceptu se podílel např. Taylor (1980) s modelem strnulých mezd nebo Calvo (1983) s modelem strnulých cen, od kterého se odvíjí řada současných studií. Podle Calvova modelu si firmy mohou změnit cenu v jednotlivých období s pravděpodobností (1 − θ ) . Výsledná cena je pak dána součtem cenové hladiny předešlého období θ ⋅ pt −1 a nové ceny (1 − θ ) pt∗ : pt = θ ⋅ p t −1 + (1 − θ ) pt∗ , kde θ je parametr pružnosti cen. Výsledná formulace NKPC má tvar11:

π t = λκ ⋅ xt + β ⋅ Et [π t +1 ] , kde je:

λκ …..konstanta, β ….. diskontní faktor, xt ….. endogenní proměnná, která ovlivňuje dynamiku inflace (např. reálné mezní náklady, mezera výstupu, míra nezaměstnanosti, aj.). Na rozdíl od standardní formulace Phillipsovy křivky je inflační proces NKPC dopředu hledící o jedno uvažované období. Sklon křivky se odvíjí od míry cenové rigidity, přičemž platí, že čím je pravděpodobnost změny ceny vyšší, tím je křivka strmější. Reakce na jednotlivé koncepty NKPC jsou dosti rozporuplné. Artl-Plašil-Horský (2005) spatřují výhodu těchto modelů v lepší interpretaci strukturních parametrů v důsledku mikroekonomických východisek modelu. Jako nevýhodu uvádí nepřesnost modelu 11

Odvození vzorce viz. Galí-Gertler (1999)


24

ekonometricky specifikovat proměnné, načež je obtížné potvrdit tezi na reálných datech. Neúspěšné pokusy při empirickém ověření uvádí také Mankiew (2001) který poukazuje na pozitivní závislost mezi inflací a nezaměstnaností při aplikaci NKPC, což je v rozporu s teoretickými předpoklady. Mankiw poznamenává, že přes veškeré své výhody spatřuje v NKPC velký nedostatek, kterým je absolutní nesoulad s fakty. Na základě těchto sporných výsledků se našli odpůrci, kteří myšlenku NKPC zamítají, na druhé straně je řada těch, kteří se snaží nedostatky odstranit a vytvořit tak z NKPC alternativu k tradičním modelům inflace. Mezi ně patří např. Galí a Gertler (1999), kteří přišli s interpretací tzv. „hybridní Phillipsovy křivky“, která měla odstranit problémy NKPC se zachycením setrvačné inflace. Míra inflace zde závisí jak na očekávané, tak na minulé inflaci. Ve studii vychází Galí s Gertlem ze dvou typů firem, přičemž první typ firem je dopředu hledící (při stanovení ceny vychází z Calvova modelu) a druhý typ vychází při určování ceny z minulé agregátní cenové hladiny. Nová cena pak vzniká kombinací cen obou typů firem. Tato verze hybridní NKPC se však rovněž setkala pouze s omezeným úspěchem. O další modifikace NKPC se zasloužila celá řada ekonomů, kteří se ve svém bádání snažili o dokonalejší porozumění inflační dynamiky, jež NKPC znázorňuje. Jelikož však pojetí nové keynesovské Phillipsovy křivky není předmětem této práce, nebudeme se těmto modelům blížeji věnovat.

3.6 Přístup postkeynesovské ekonomie Odlišný postoj k Phillipsově křivce zaujímá postkeynesovská ekonomie. Korda (2010) uvádí, že představitelé tohoto směru odmítají vertikální Phillipsovu křivku v dlouhém období. Někteří autoři zpochybňují dokonce i krátkodobou záměnu mezi inflací a nezaměstnaností, např. Kriesler a Lavoie (2005), dle kterých je Phillipsova křivka v určitém rozsahu horizontální (viz. graf 3.8). Změny v agregátní poptávce se v jejich přístupu neprojevují primárně v inflaci, ale ve změně míry využití výrobních kapacit. Na inflaci působí více nabídkové faktory. Sojka (2010) dodává, že inflace není v pojetí postkeynesovské ekonomie peněžním jevem, nýbrž jedná se o peněžní projev nerovnováhy v ekonomice vyvolané zejména nákladovými tlaky (mzdové požadavky odborů, ceny ropy apod.). Poptávkou tažená inflace může vznikat jen výjimečně v důsledku přehřáté konjunktury nebo díky příliš vysoké poptávce státu dané zvláštními okolnostmi (válka apod.). Základní funkci centrální banky nespatřuje postkeynesovská ekonomie v péči o cenovou stabilitu, ale v postavení věřitele poslední instance.

3 TEORETICKÁ VÝCHODISKA PHILLIPSOVY KŘIVKY Graf 3.8: Postkeynesovská Phillipsova křivka

Zdroj: Kriesler-Lavoie (2005)

25

4 PŘEHLED STUDIÍ O PHILLIPSOVĚ KŘIVCE V ZEMÍCH V4

4

26

PŘEHLED STUDIÍ O PHILLIPSOVĚ KŘIVCE V ZEMÍCH VISEGRÁDSKÉ ČTYŘKY

Předmětem této kapitoly je vypracování literární rešerše se zaměřením na soudobé práce, které se zabývají možnostmi aplikace Phillipsovy křivky v jednotlivých ekonomikách. Vypovídající schopností Phillipsovy křivky v České republice se věnují studie Klímka (2007), Štekera (2006), Černohorské-Černohorského (2007) nebo KlímyLaciny-Vařejky (2002). Ověřováním platnosti PC v ostatních státech Visegrádské čtyřky se zaobírají autoři Kárász (2009), Socha-Wojciechowski (2004), KuczyńskiStrzala (2001), Borowski (2005) či Tímea (2005).

4.1 Studie publikované v České republice Klímek (2007) ve svém příspěvku testuje, do jaké míry lze určovat vývoj vztahu inflace a nezaměstnanosti v České republice v letech 1997-2006 pomocí variantně specifikovaných rovnic Phillipsovy křivky. Při aplikaci klasického keynesiánského modelu ve tvaru regresní přímky ani hyperboly nebyla potvrzena platnost původní Phillipsovy křivky. Jako důvod Klímek uvádí nízkou úroveň koeficientu determinace (v případě regresní přímky R2 = 0,386 a v případě regresní hyperboly R2 = 0,379), čímž se stávají oba modely nepoužitelnými pro predikci budoucí míry inflace. Při testování modelu Phillipsovy zahrnujícího novou proměnou - očekávanou inflaci došlo téměř k zdvojnásobení koeficientu determinace (R2 = 0,740) a dle sekvenčního F-testu k výraznému zlepšení variability inflace oproti klasické Phillipsově křivce. Na základě výše uvedených výsledků došel Klímek k závěru, že odhadnutá regresní rovnice ve tvaru πˆ t = 6,1268 − 0,79735U t + 0,873π te je adekvátním modelem pro vyjádření i prognózu dynamického vztahu mezi inflací a nezaměstnaností v České republice v letech 1997 – 2006. Graf 4.1: Výsledný model Phillipsovy křivky v ČR v letech 1997-2006 (čtvrtletní údaje)

Zdroj: Klímek (2007)


27

Problematikou ověřování platnosti Phillipsovy křivky v České republice se zabývá také K. Šteker (2006), který se v analýze zaměřil na období 1993-2005. V případě testování platnosti keynesiánského modelu dospěl Šteker na základě nízkých hodnot koeficientů determinace obdobně jako Klímek (2007) k závěru, že ve zkoumaném období neexistuje nepřímá úměrnost mezi inflací a nezaměstnaností. Zahrnutí očekávané inflace do modelu způsobilo zvýšení úrovně koeficientu determinace, ovšem na úkor statisticky nevýznamných koeficientů způsobených multikolinearitou, kterou posléze odstranil pomocí odmocniny a mocniny očekávané inflace. Při pokusu o predikci inflace

na

základě

nejvhodnějšího

nalezeného

modelu

πˆ t = 12,769 − 1,108U t + 0,00005(π ) však odhadnutá data nepřesně kopírují skutečná e 4 t

data (viz. tab. 4.1), z čehož Šteker usuzuje, že klasická teorie Phillipsovy křivky založená na inflaci, resp. její očekávané výši a nezaměstnanosti, může sloužit pouze pro přibližný odhad nejbližšího období, nikoliv pro přesný dlouhodobější odhad vývoje míry inflace. Tab. 4.1: Predikce míry inflace v roce 2006 [%]

2006 leden únor březen Zdroj: Šteker (2006)

Skutečná inflace

Predikovaná inflace

Rozdíl

2,9 2,8 2,8

2,6 2,7 3,0

- 0,3 - 0,1 + 0,2

Šteker (2006) i Klímek (2007) se shodují na tom, že pro větší přesnost modelu by bylo vhodné přidat další proměnné, které mají vliv na zkoumané charakteristiky (např. měnový kurz, HDP, daně), ale ty již klasická teorie Phillipsovy křivky nepožaduje. Šteker dále uvádí, že negativní vztah mezi inflací a nezaměstnaností je možné vysledovat pouze krátkodobě v určitém časovém úseku, nejedná se však o pravidelně se opakující jev. Za možné vysvětlení neplatnosti Phillipsovy křivky uvádí Šteker jednak nepřesně formulovanou teorii, nízkou mobilitu pracovního trhu, ale také netypické prostředí transformační ekonomiky, které se vyznačuje zejména cenovou liberalizací, restrukturalizací národního hospodářství a zavedením vnitřní směnitelnosti koruny. Dědictví plánované ekonomiky a nízkou mobilitu pracovních sil uvádí jako hlavní příčiny neexistence obecné závislosti mezi nezaměstnaností a inflací také Černohorská a Černohorský (2007), kteří se ve svém článku věnují analýze PC v České republice v letech 1994-2005. Další důvod neexistence tohoto vztahu spatřují v přílivu zahraničního kapitálu a příchodu efektivnějších podniků, procesů a výrobků ze zahraničí, na základě kterých zanikají některé tradiční české výroby, čímž přispívají k vzestupu nezaměstnanosti bez přímé závislosti na vývoji cen. Černohorská-


28

Černohorský se domnívají, že vývoj nezaměstnanosti v České republice je spíše dlouhodobým trendem než ekonomickou proměnou závislou na hospodářském cyklu a inflaci. Klíma, Lacina a Vařejka (2002) ve svém příspěvku hodnotí možnost využití konceptu Phillipsovy křivky v letech 1997-2000. Aplikace cenově inflační Phillipsovy křivky byla provedena podle dvou odlišných ukazatelů míry inflace. Tím prvním byl index spotřebitelských cen (CPI), který měří změnu cenové hladiny určitého spotřebního koše, kam spadá soubor vybraného zboží a služeb, které domácnosti běžně spotřebovávají. Druhým použitým ukazatelem byla míra čisté inflace, která měří změnu růstu cenové hladiny pouze u statků a služeb, které nejsou regulovány státem. Odráží tak čistě tržní chování ekonomických subjektů. Tyto dva ukazatele byly vybrány z důvodu, že jejich vývoj ovlivňují především výdaje domácností na spotřebu, které odrážejí změny v úrovni jejich disponibilního důchodu. Graf 4.2: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti

Zdroj: Klíma-Lacina-Vařejka (2002) Z grafu 4.2 je patrný rozdílný vývoj míry inflace měřené CPI a čisté inflace, který je ovlivněný vládní politikou cenové deregulace. Míra čisté inflace reaguje rychleji na změny v hospodářství než CPI, neboť měří jen ty změny, které jsou určovány pouze vzájemným působením tržních sil. Dále je z grafu 4.2 zřetelný interval, kdy došlo k hledanému substitučnímu vztahu - jedná se o období od února 1998 do září 1999, pro které byla následně sestrojena cenově inflační verze krátkodobé Phillipsovy křivky. Zkonstruovanou PC podle CPI znázorňuje graf 4.3, kde body odpovídající souřadnicím skutečných hodnot míry inflace a míry nezaměstnanosti jsou proloženy exponenciální regresní funkcí. Na základě provedených testů12 byla přijata alternativní hypotéza

12

Korelační koeficient reg=-0,96734, standardní chyba odhadu činí 0,23058, hladina významnosti α=0,05.


29

o statistické průkaznosti modelu i hypotéza o průkaznosti korelačního koeficientu, který vypovídá o negativní korelované závislosti mezi mírou inflace a mírou nezaměstnanosti. Graf 4.3: Krátkodobá Phillipsova křivka podle CPI

Zdroj: Klíma-Lacina-Vařejka (2002) Ještě lepších výsledků13 při konstrukci krátkodobé Phillipsovy křivky bylo získáno při použití míry čisté inflace14, kde skutečné hodnoty jsou proloženy mocninnou regresní funkcí (viz. graf 4.4).Ve srovnání s modelem PC podle CPI bylo dosaženo zlepšení, z důvodu rychlejší reakce ukazatele míry čisté inflace na změnu úrovně výdajů domácností na nákup výrobků a služeb ve vztahu ke změně zaměstnanosti. Graf 4.4: Krátkodobá Phillipsova křivka podle míry čisté inflace

Zdroj: Klíma-Lacina-Vařejka (2002) 13 14

Korelační koeficient reg=-0,98155, standardní chyba odhadu činí 0,00638, hladina významnosti α=0,05. Vzhledem k záporným hodnotám je vyjádřena ve formě tempa růstu.


30

4.2 Zahraniční studie Analýza zahraničních studií začíná prací Kárásze (2009), který se zabývá platností Phillipsovy křivky v podmínkách slovenské ekonomiky, konkrétně v letech 1994-2008. Na základě analýzy vztahů uvedených v grafu 4.5 došel Kárász k závěru, že formování charakteru závislosti mezi sledovanými ukazateli lze rozčlenit na tři období. Tím prvním je časový interval 1994-1999, tedy období transformace, kdy zanikaly prvky centrálního plánování a rozvíjelo se tržní hospodářství. Vztah mezi nezaměstnaností a inflací neměl v dané době charakter, který by odpovídal Phillipsově křivce. Kárász tvrdí, že růst nezaměstnanosti byl doprovázený růstem inflace, ale nezaměstnanost rostla spíše v důsledku nedostatečného využití výrobních kapacit a likvidace přezaměstnanosti a inflace rostla vlivem růstu úrokovým měr. Doliak-Karmažín (2008) doplňují, že dynamika inflace byla velmi proměnlivá. Vývoj inflace byl ovlivněný především postupnou liberalizací a deregulací cen energií, změnami spotřebních daní či zavedením jednotné sazby DPH. Druhému období odpovídají dle Kárásze (2009) roky 2000-2004, tedy doba rozsáhlých reforem, které upevňovaly tržní mechanismy a budovaly základy budoucí konkurenceschopnosti slovenské ekonomiky. Toto období se vyznačovalo vysokou nezaměstnaností (v rozmezí 17,4 až 19,2 %), která byla spojena jak s vysokou, tak s nízkou inflací. Na vývoj cen působily dle Doliaka-Karmažína (2008) zejména depreciace směnného kurzu nebo nedostatečně rozvinuté konkurenční prostředí. Inflace tedy neměla žádný vliv na nezaměstnanost a naopak nezaměstnanost neovlivňovala inflaci, z čehož plyne, že mezi veličinami nebyl v této době žádný funkční vztah. Kárász (2009) uvádí, že vztah mezi inflací a nezaměstnaností začal nabývat tvaru Phillipsovy křivky až v třetím období, v letech 2005-2008, kdy růst inflace byl spojen s poklesem nezaměstnanosti, a na druhé straně růst nezaměstnanosti s poklesem inflace. Jednalo se o období, kdy byl nastartován udržitelný hospodářský růst a byla zvýšena účinnost faktorů působících na snížení dynamiky růstu spotřebitelských cen. Měnová politika byla v této době orientována na hlavní cíl, kterým bylo splnění maastrichtských kritérií a přijetí eura. Zvláště úspěšný byl podle Ďurčové (2008) rok 2007, kdy Slovensko začalo plnit kritérium cenové stability (od srpna 2007), které představuje jednu z hlavních podmínek nutných pro přístup k eurozóně. V prvních měsících roku 2008 pokračoval vývoj inflace v pozitivním trendu a Evropská komise doporučila vstup Slovenska do eurozóny. Navzdory této skutečnosti Kárász (2009) konstatuje, že jak míra inflace, tak míra nezaměstnanosti zůstává vyšší než je průměrná úroveň dosahovaná zeměmi eurozóny.


31

Graf 4.5: Vztah mezi inflací a nezaměstnaností na Slovensku (1994-2008)

Zdroj: Kárász (2009) Polskou Phillipsovu křivkou si přiblížíme příspěvkem Socha a

Wojciechowskiho

(2004), kteří sledovali vztah mezi inflací a nezaměstnaností v období druhého čtvrtletí 1992 až čtvrtého čtvrtletí 2002 (viz. graf 4.6). Negativní korelace mezi sledovanými veličinami je patrná až od druhého čtvrtletí 1998, v předchozích letech nebyl inverzní vztah pozorován. Graf 4.6: Vztah inflace a nezaměstnanosti v Polsku (2. čtvrtletí 1992 - 4. čtvrtletí 2002)

Zdroj: Socha-Wojciechowski (2004) Neplatnost Phillipsovy křivky v počátku transformačního období byla podle autorů způsobena nerovnováhou na trhu práce, kdy vlivem transformačního šoku a dynamické restrukturalizace ekonomiky se míra nezaměstnanosti v prvním čtvrtletí 1994 poprvé dostala na maximální úroveň 16 %. Poté stabilně klesala až na hodnotu kolem 10 %


32

v roce 1998, načež nastala druhá rozsáhlá vlna nezaměstnanosti v Polsku, kdy se nezaměstnanost přiblížila až 20 % v roce 2002. Graf 4.7: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Polsku v letech 1991-2000

Zdroj: Kuczyński-Strzala (2001) Socha-Wojciechowski (2004) uvádí, že při četných diskuzích zabývajících se řešením situace na trhu práce je často napadána polská národní banka, která se s nadměrně restriktivní monetární politikou příliš zaměřuje na dosažení inflačního cíle, což přispívá k zvyšování nezaměstnanosti. Borowski (2005) dodává, že vysoká míra nezaměstnanosti v Polsku pramení z relativně vysokých mzdových nákladů při dané produktivitě práce. Vysoké daně ze mzdy v podobě povinných příspěvků na sociální zabezpečení v Polsku výrazně zvyšují náklady na pracovní sílu a omezují motivaci k vytváření pracovních míst. Další důvody nachází Borowski v nižší kvalitě polského vzdělávacího systému v porovnáním s ostatními zeměmi OECD či v nepružnosti mezd. Na pozitivní korelaci mezi inflací a nezaměstnaností polské ekonomiky 90. let upozorňují ve své studii Kuczyński-Strzala (2001). I přes tento výsledek však nezavrhují koncept Phillipsovy křivky, neboť příčinu neexistence obecné závislosti mezi inflací a nezaměstnaností spatřují stejně jako Socha-Wojciechowski (2004) ve specifickém prostředí transformační ekonomiky. Maďarskou verzí Phillipsovy křivky se zabývá Tímea (2005), který se zaměřil na zkoumání vztahu mezi inflací a nezaměstnaností v letech 1993-2003. V grafu 4.8 je znázorněna Phillipsova křivka pro maďarskou ekonomiku, která je sestrojená na základě čtvrtletních údajů míry inflace (CPI) a míry nezaměstnanosti.


33

Graf 4.8: Vztah mezi inflací a nezaměstnaností v Maďarsku (1993-2003)

Zdroj: Tímea (2005) V rámci provedené analýzy došel Tímea (2005) k závěru, že v určitých časových intervalech se projevuje inverzní vztah mezi sledovanými ukazateli, nejedná se ale o častý a pravidelně se opakující jev. Z dlouhodobého hlediska nebyla prokázána platnost Phillipsovy křivky. Tímea se však domnívá, že maďarské vyhlídky jsou slibné a vzhledem k existenci kauzálního vztahu mezi inflací a nezaměstnaností v některých vyspělých ekonomikách nevylučuje, že v případě oživení maďarské ekonomiky by se Maďarsko mohlo těmto státům přiblížit. Současný stav však tomu příliš nenasvědčuje. Maďarsko se potácí v ekonomických problémech, které s probíhající globální krizí ještě více vypluly na povrch. Bojuje jak s velkým rozpočtovým deficitem, vysokým veřejným dluhem, tak i s inflací. Podle Tomšíka (1997) byla inflace velkým problémem maďarské ekonomiky již v polovině devadesátých let, kdy se inflace v roce 1995 dostala až na hodnotu 28 %. Poté se postupně snižovala a na přelomu tisíciletí se ustálila asi na 10 %. V roce 2007 byla inflace nejvyšší od roku 2001 a bezkonkurenčně nejvyšší v rámci Evropské unie. Nepříznivý vývoj je sledován rovněž u nezaměstnanosti, na kterém se také výrazně podepsala hospodářská krize. Míra nezaměstnanosti přesáhla ve třetím čtvrtletí roku 2009 psychologickou hranici deseti procent a zlomila tak třináct let starý rekord. Zlepšení nepřinesl ani rok 2010, neboť za období prosinec až únor stoupla nezaměstnanost na 11,4 %, což je nejvyšší úroveň od roku 1994. Dílčí shrnutí: Cílem této kapitoly bylo vypracování rešerše soudobých studií zabývajících se ověřováním platnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky v období


34

transformace. Z analyzovaných studií vyplývá, že v žádné ze sledovaných zemí neexistuje dlouhodobý statisticky významný vztah mezi mírou inflace a mírou nezaměstnanosti. Hypotéza o dlouhodobé Phillipsově křivce se tedy nepotvrdila. V krátkém období lze sledovat časové úseky, kdy platil inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností, např. v případě České republiky se jedná o období únor 1998 až září 1999 (viz. Klíma-Lacina-Vařejka, 2002) nebo v případě slovenské ekonomiky došlo k substitučnímu vztahu podle Kárásze (2009) v letech 2005-2008. Zmíněný inverzní vztah se však po určité době vytrácí. Na druhé straně byla vysledována celá řada případů, kdy se objevila pozitivní korelace mezi sledovanými ukazateli (např. v případě Polska, viz. Kuczyński-Strzala, 2001), což je v rozporu s teorií nebo se střídala období s pozitivní a negativní Phillipsovou křivkou. Při hledání příčin neplatnosti Phillipsovy křivky se autoři shodují na specifickém prostředí transformační ekonomiky, které bylo charakteristické cenovou liberalizací, restrukturalizací národních systémů, či změnami v daňové oblasti. Další příčiny lze hledat v nízké mobilitě pracovní síly, přílivu zahraničního kapitálu a probíhající ekonomické krizi. Na základě těchto skutečností tak nepovažují autoři Phillipsovu křivku za vhodný nástroj tvůrců hospodářské politiky pro predikci budoucí míry inflace.

5 OVĚŘENÍ PLATNOSTI PHILLIPSOVY KŘIVKY

5

35

OVĚŘENÍ PLATNOSTI PHILLIPSOVY KŘIVKY

Stěžejní náplní práce je hledání relevantních důkazů pro konstatování platnosti či neplatnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky. Cílem kapitoly je tedy ověřit existenci inverzního vztahu mezi inflací a nezaměstnaností, a to na základě aplikace tří specifických přístupů k Phillipsově křivce, vycházejících z odlišných teoretických směrů. Záměrem je zjistit, v jaké míře lze určovat současný vývoj inflace a nezaměstnanosti v zemích V4 pomocí variantně specifikovaných rovnic Phillipsovy křivky. Před samotnou aplikací vybraných modelů Phillipsovy křivky je v rámci každé země V4 provedena stručná analýza vývoje inflace a nezaměstnanosti, která přispěje k hlubšímu porozumění zkoumané problematiky v dané zemi. Součástí je také vymezení hlavních faktorů, které určovaly a ovlivňovaly vývoj sledovaných ukazatelů od počátku transformace až po současnost.

5.1 Česká republika 5.1.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti Česká republika měla ze všech zemí V4 nejvýhodnější startovní pozici pro přechod k tržní ekonomice. Podle Sojky (2000) to bylo díky makroekonomické stabilitě, nízkému zahraničnímu zadlužení a vyšší životní úrovni. Klíčovým okamžikem se stal leden 1991, kdy došlo k zásadním liberalizacím cen a obchodu. Období let 1994 až 1996 bylo dle Žídka (2006) nejúspěšnější období celé transformace, neboť ekonomika dosahovala vysokého tempa růstu, souběžně se stabilní mírou inflace a nízkou nezaměstnaností, která se až do roku 1996 pohybovala do 4 %, což bylo nejméně ze všech zemí, které prošly obdobím transformace ekonomiky. Po příznivých hospodářských výsledcích na počátku transformace se brzy dostavilo období krize, spojené s akcelerujícím přílivem zahraničního kapitálu a následným poklesem běžného účtu platební bilance. Současně došlo k růstu nezaměstnanosti, která v letech 1997-1999 dosáhla 8-9 %. Následky se projevily zejména u hůře zaměstnavatelných skupin jako jsou mladiství, absolventi škol, ženy po mateřské dovolené, pracovníci bez kvalifikace či zdravotně postižení. Ve větší míře se začala projevovat také strukturální a dlouhodobá nezaměstnanost. Pod vlivem zhoršující se situace v české ekonomice, doprovázené měnovou krizí v jihovýchodní Asii, došlo k odlivu zahraničního kapitálu a výraznému tlaku na kurz koruny, což vyústilo v roce 1997 v měnovou krizi. Předejít měnové krizi se centrální banka rozhodla opuštěním fixního kurzu a přechodem na plovoucí kurz s německou markou jako referenční


36

měnou. Po přechodu k floatingu hledala centrální banka novou protiinflační strategii, kterou se od 1. ledna 1998 stal systém cílování inflace. ČNB přešla k této strategii jako první z transformujících se zemí. Nejprve byl používán jako hlavní analytický i komunikační ukazatel inflace tzv. čistá inflace; v roce 2001 bylo rozhodnuto o přechodu k cílování celkové inflace, která je pro ekonomické subjekty srozumitelnější. ČNB dále nahradila systém cílování inflace k jednomu okamžiku (konec roku) na postupně klesající koridor inflačních cílů, což umožňovalo sledovat plnění inflačních cílů i v průběhu roku. Graf 5.1: Inflační cíle ČNB

Zdroj: Cílování inflace v ČR, ČNB (2007) V letech 2002 a 2003 se inflace vzhledem k nepříznivým exogenním šokům nevyvíjela dle predikce a dostala se pod stanovené pásmo, což se odrazilo ve zpomalení růstu HDP, nízkém růstu regulovaných cen či poklesu cen potravin. V roce 2004 se inflace i vlivem změny nepřímých daní dostala na hodnotu okolo 3 %, čímž naplnila cílové pásmo. Oživení ekonomiky v následujících letech však nepřineslo pokles nezaměstnanosti, naopak nadále mírně rostla, jak je patrné z grafu 5.2. Od roku 2005 můžeme hovořit o etapě, kdy se nezaměstnanost vlivem ekonomické konjunktury postupně snižuje. Významným mezníkem se stala druhá polovina roku 2008, která byla ve znamení bezprostřední celosvětové hospodářské krize. V prvních dvou měsících roku se inflace dostala na hodnotu 7,5 %, poté pozvolna klesala, přičemž k největšímu snížení došlo na konci roku, kdy se inflace vrátila zpět do tolerančního pásma. Klesající trend postupoval i v roce 2009; v říjnu mírně překročila nulovou hodnotu. Ze zdrojů ČNB je patrné, že na inflaci se v letech 2008-2009 podílely zejména regulované ceny. Ke konci roku došlo pod vlivem růstu cen ropy na světových trzích k mírnému zvýšení inflace a na počátku roku se pohybovala mírně pod dolní hranicí tolerančního pásma


37

dvouprocentního inflačního cíle platného od roku 2010. Predikce pro rok 2011 nasvědčuje tomu, že inflace se bude pohybovat mírně pod inflačním cílem. Globální ekonomická krize se odrazila i ve vývoji nezaměstnanosti, což bylo nejvíce patrné ve 3. čtvrtletí roku 2009, kdy obecná míra nezaměstnanosti dle ČSÚ meziročně vzrostla o 3,1 procentního bodu. Jednalo se o historicky nejvyšší meziroční růst nezaměstnanosti od začátku šetření v roce 1993. Díky oživení české ekonomiky se nezaměstnanost v polovině roku 2010 snížila na 8,5 %. Dle ministerstva práce a sociálních věcí by však počet lidí bez práce měl opět růst a v roce 2011 by se nezaměstnanost měla pohybovat na úrovni kolem 9,5 %. Graf 5.2: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v ČR v letech 1998–2009 12 10 8

%

6 4 2 0 -2

1998

1999

2000

2001 2002

2003

2004

2005 2006

2007

2008

2009

rok Inflace

Nezaměstnanost

Zdroj: Eurostat, vlastní zpracování

5.1.2 Ověření platnosti cenově inflační PC Na základě měsíčních údajů míry inflace a míry nezaměstnanosti za období leden 1998 až červen 2010 byla pomocí MNČ odhadnuta Phillipsova křivka v lineárním tvaru: est(πt) =

n = 150

9,4433

−

0,8877Ut

(1,1814)

(0,1608)

t = 7,9933

t = -5,5216

2

R = 0,1708

F = 30,4876

p-value (F) = 1,46929e-07

Z odhadnutého vztahu vyplývá, že při jednoprocentním růstu nezaměstnanosti dojde k průměrnému poklesu míry inflace o 0,8877 %. Záporný sklon odhadnuté regrese je v souladu s apriorním omezením parametru β2. Dle t-testu jsou oba parametry statisticky významné na 5% hladině významnosti, rovněž podle F-testu je model jako celek statisticky významný. Problémem je však velmi nízká hodnota koeficientu determinace (R2 = 0,1708), který svědčí o nízké vypovídací schopnosti odhadnutého lineárního


38

regresního modelu. Dle výsledků provedené analýzy tak nebyl prokázán dlouhodobý statisticky významný vztah mezi inflací a nezaměstnaností ve sledovaném období. Při detailním rozboru časové řady však lze spatřit krátkodobé úseky, ve kterých došlo k hledanému inverznímu vztahu. Konkrétně se jedná o období únor 1998 až říjen 1999 a dále období říjen 2006 až červen 2009. Graf 5.3: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (únor 1998 – říjen 1999) 14 12

[%]

10 8 6 4 2 0 1998M02 1998M05 1998M08 1998M11 1999M02 1999M05 1999M08 inflace

nezaměstnanost

Zdroj: Eurostat, vlastní zpracování Na základě analýzy vývoje reziduálních odchylek sledovaných veličin bylo zkoumáno zda uvedený vztah v období od února 1998 do října 1999 není pouze zdánlivý a lze ho využít ke konstrukci krátkodobé PC. Po separaci systematické složky byly získány odhady reziduí, přičemž za trendovou funkci k proložení řady hodnot byla zvolena kvadratická exponenciála15. Rovnici kvadratické exponenciály pro inflaci lze zapsat jako:

π t = ec

0 + c1t + c 2 t

2

; po transformaci dostaneme: ln π t = c0 + c1t + c 2 t 2 .

Z grafu 5.4 je zřejmý substituční vztah vypočtených reziduálních složek obou proměnných. Intenzita závislosti měřená korelačním koeficientem reziduálních odchylek odpovídá hodnotě reg = -0,4788 a hodnota testového kritéria, vypočteného jako:

t = reg ⋅

n−2 = 2,3138, 1 − reg2

vypovídá o průkaznosti korelačního koeficientu na 5%

hladině významnosti.

15

Po vzoru studie Klíma-Lacina-Vařejka (2002).


39

Graf 5.4: Reziduální složky časových řad inflace a nezaměstnanosti16 0,4

reziduální odchylka

0,3 0,2 0,1 0 1998M02 -0,1

1998M06

1998M10

1999M02

1999M06

-0,2 -0,3 -0,4 -0,5 inflace

nezaměstnanost

Zdroj: vlastní zpracování V posledním kroku bylo přistoupeno k sestavení cenově inflační verze PC (viz graf 5.5). Hodnota korelačního koeficientu reg = -0,9886 vypovídá o negativní korelované závislosti mezi veličinami. Koeficient determinace R2 činí 0,9773. Tato hodnota uvádí, že exogenní proměnná v modelu, ve kterém jsou skutečné hodnoty proloženy lineární regresní funkcí, vysvětluje necelých 98 % celkového rozptylu skutečné míry inflace. Po provedené analýze lze zamítnout nulovou hypotézu o neprůkaznosti odhadnutého modelu na 5% hladině významnosti. Byla tedy přijata alternativní hypotéza o statistické průkaznosti ekonometrického modelu. Graf 5.5: Krátkodobá PC pro Českou republiku (únor 1998 – září 1999) 14 y = 33,295 - 3,6973x R2 = 0,9773

míra inflace [%]

12 10 8 6 4 2 0 5

6

7

8

9

10

míra nezaměstnanosti [%]

Zdroj: vlastní zpracování

16

Pro lepší srovnatelnost byla rezidua nezaměstnanosti vynásobena deseti.


40

Dalším obdobím, ve kterém došlo k protichůdnému vývoji sledovaných veličin je říjen 2006 až červen 2009. Graf 5.6: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (říjen 2006 – červen 2009)

[%]

9 8 7 6 5 4 3 2 1 0 2006M10

2007M04

2007M10 inflace

2008M04

2008M10

2009M04

nezaměstnanost

Zdroj: Eurostat, vlastní zpracování Na základě platnosti substitučního vývoje reziduálních odchylek a vysoké průkaznosti korelačního koeficientu reziduálních odchylek (t = 4,9217) byla sestavena krátkodobá PC proložená exponenciální regresní funkcí (viz graf 5.7). Intenzitu závislosti mezi proměnnými vyjadřuje korelační koeficient: reg = -0,8779. Vypovídající schopnost modelu je podle koeficientu determinace 88 %. Stejně jako v minulém případě i zde byla prokázána platnost odhadnutého modelu i hodnoty korelačního koeficientu. Graf 5.7: Krátkodobá PC pro Českou republiku (říjen 2006 – červen 2009) 10 y = 263,01e-0,8621x R2 = 0,8818

míra inflace [%]

8 6 4 2 0 4

5

6



7


41

5.1.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC Dosazením údajů české ekonomiky do modelu Phillipsovy křivky rozšířeného o inflační očekávání byla získána rovnice ve tvaru: est(πt) =

1,1186

−

0,8596πte

+

(0,6185)

(0,0771)

(0,0346)

t = 1,8086

t = -1,6298

t = 24,8452

F = 387,3626

p-value (F) = 2,51e-59

2

n = 150

0,1257Ut

R = 0,8405

Logaritmus věrohodnosti: -229,4449

Schwarzovo kritérium: 473,9217

Akaikovo kritérium: 464,8898

Hannah-Quinnovo krit.: 468,5592

Z výsledné rovnice vyplývá, že při nulových hodnotách míry nezaměstnanosti a nulové očekávané míře inflace činila průměrná měsíční míra inflace v daném období 1,1186 %. Při neměnné očekávané míře inflace lze pro odhad βˆ očekávat, že ve sledovaném 2

období vyvolalo zvýšení míry nezaměstnanosti o jeden procentní bod průměrný měsíční pokles míry inflace o 0,1257 %. Zařazením očekávané inflace do modelu bylo dosaženo vyšší úrovně koeficientu determinace. Znaménka koeficientů odpovídají ekonomickým předpokladům modelu. Model vystihuje 84,05 % celkové variability a je statisticky významný, proměnná nezaměstnanost je však statisticky průkazná jen na 10,5% hladině významnosti. Alternativou může být aplikace modelů časových řad (ARIMA modelů), které se využívají v situaci, kdy nejsou k dispozici adekvátní data vysvětlujících proměnných (např. v případě autokorelovaných dat), resp. odhadnuté parametry jsou z hlediska ekonomických či ekonometrických kritérií nepoužitelné. Obdobou modelu PC rozšířeného o inflační očekávání může být např. model ARX(1): π t = c0 + ϕ1π t −1 + c 2U t + ε t , kde očekávaná inflace je vyjádřena jako inflace předchozího období (πte = πt-1). est(πt) =

12,8019

+

0,9875πt-1

(3,2959)

(0,0124)

t = 3,8841

t = 79,4023

−

1,1884Ut (0,3068) t = -3,8732




Hannah-Quinnovo krit.: 268,6510

Všechny odhadnuté parametry modelu jsou statisticky významné na 5% hladině významnosti. Pro zjišťování kvality modelu lze využít různé souhrnné ukazatele, přičemž nejznámějšími jsou Akaikovo, Schwarzovo a Hannah-Quinnovo kritérium.


42

Platí, že čím je nižší hodnota těchto kritérií, tím je model lepší. Dále se vhodnost modelu posuzuje na základě logaritmu věrohodnosti, u kterého naopak vyšší hodnota znamená lepší model. Na základě těchto kritérií se jako vhodnější model pro vyjádření skutečné míry inflace jeví model ARMAX(1): π t = c0 + ϕ1π t −1 + θ1ε t −1 + ε t + c 2U t . est(πt) =

11,5639

0,9807πt-1

+

+

0,2155εt-1

−

1,0476Ut

(3,1976)

(0,0170)

0,0705)

(0,3449)

t = 3,6164

t = 57,7059

t = 3,0564

t = - 3,0367




Hannah-Quinnovo krit.:262,9240

Porovnáme-li výsledky provedené regresní analýzy s výsledky modelů časových řad, jeví se jako vhodnější metoda k vyjádření skutečné míry inflace modely časových řad, které dle výše uvedených kritérií dosahují lepších výsledků. Poměrně vysoká hodnota spolehlivosti u regresní analýzy (R2 = 0,8405) je způsobena tím, že většinu variability předpovídané inflace vysvětluje očekávaná inflace. Z uvedeného lze vyvodit závěr, že vývoj inflace ve sledovaném období byl z větší části určován inflačním očekáváním, vliv nezaměstnanosti byl podstatně menší.

5.1.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku Dosazením příslušných údajů17 do modelu Phillipsovy křivky pro otevřenou ekonomiku byla získána rovnice:

π t j,cpi − π t*,cpi =

2

R = 0,2884

0,0376 fd t j−1

−

0,3913 (U t j−1 − U t*−1 )

(0,0057)

(0,0737)

t = 6,5456

t = -5,3104

F = 25,3271

p-value (F) = 5,98e-10

Na základě provedeného F-testu je model statisticky významný na hladině významnosti 5 % se statisticky významnými koeficienty. Oproti cenově inflační verzi PC došlo k mírnému zvýšení koeficientu determinace. Model vystihuje 28,84 % celkové variability, přesto však nelze hovořit o vysoké vypovídající schopnosti modelu. Dílčí shrnutí Výsledky provedené analýzy dokládají, že vývoj vztahu mezi inflací a nezaměstnaností v období od ledna 1998 do června 2010 nelze vysvětlit pomocí cenově inflační verze Phillipsovy křivky. V podmínkách české ekonomiky tak neexistoval v daném období 17

Pro nedostupnost spotových a forwardových kurzů pro celé analyzované období byl výzkum zkrácen na období prosinec 1999 – červen 2010.


43

dlouhodobý statisticky významný vztah mezi pozorovanými veličinami. Zkoumaný inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností byl potvrzen pouze v krátkých časových úsecích, a to mezi únorem 1998 a zářím 1999, dále mezi říjnem 2006 a červnem 2009. Rozšířením modelu PC o inflační očekávání došlo k výraznému zvýšení koeficientu determinace, dle kterého model vysvětluje 84,05 % celkové variability. Na základě daných výstupů lze očekávanou inflaci považovat za důležitý faktor ovlivňující vývoj skutečné inflace. Aplikace modelu PC pro otevřenou ekonomiku, který zahrnuje vliv měnového kurzu, nepřinesl dle výsledků regresní analýzy výrazné zlepšení modelu.

5.2 Slovensko 5.2.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti První transformační kroky absolvovalo Slovensko ještě v rámci společné federace. Po rozpadu Československa v roce 1993 se rozdělila česko-slovenská měnová unie a Národní banka Slovenska (NBS) začala realizovat nezávislou měnovou politiku. NBS využívala jako nominální kotvu režim fixního kurzu, který byl v říjnu 1998 nahrazen

řízeným floatingem. Vývoj inflace po roce 1990 byl relativně pozitivní. Slovensko se podobně jako Česká republika vyznačovalo nízkoinflačním vývojem, kdy se inflace udržovala na jednociferných hodnotách. Výrazný nárůst inflace byl pozorován na konci 90. let dvacátého století, což bylo způsobeno zejména zvýšením sazeb spotřebních daní a liberalizací regulovaných cen. Z mezinárodního hlediska však Slovensko nadále patřilo mezi země s relativně nízkou mírou inflace. To však nelze říci o vývoji nezaměstnanosti, s jejíž vysokou mírou se Slovensko začalo potýkat téměř ihned na začátku transformačního procesu. Vysoká nezaměstnanost, která se po většinu devadesátých let pohybovala v rozmezí 13-14 %, byla podle Paukoviče (2007) odrazem specifických strukturálních problémů trhu práce a celkových strukturálních problémů ekonomiky, mezi které patří regionální rozdíly v nezaměstnanosti, nízká mobilita pracovní síly, nízko placená práce, vysoké daňové zatížení nebo tzv. šedá ekonomika a z ní vyplývající „zaměstnávání na černo“. Holman (2000) uvádí, že k vysoké nezaměstnanosti přispěl i vyšší podíl těžkého průmyslu a větší závislost slovenského průmyslu na rozpadajícím se socialistickém trhu. Od roku 1998 měla nezaměstnanost rostoucí tendenci, na přelomu tisíciletí se dokonce přiblížila až k hodnotě 20 %. Nezaměstnanost rostla i přesto, že slovenská ekonomika od roku 1998 dosahovala relativně vysoký hospodářský růst. Příčinami zvyšování nezaměstnanosti v tomto období bylo hromadné propouštění, snižování prostředků na aktivní politiku trhu práce nebo pokles volných pracovních míst, ale i nevhodná politika vlády.


44

K příznivému obratu došlo až po parlamentních volbách v roce 2002, kdy docházelo k postupnému snižování nezaměstnanosti. 1. května 2004 vstoupilo Slovensko spolu s dalšími devíti zeměmi do EU a jako první země V4 oficiálně požádalo o vstup do eurozóny. V roce 2005 začala centrální banka v souladu s Měnovým programem NBS do roku 2008 realizovat strategii inflačního cílování v podmínkách ERM II. Hlavním motivem explicitního přijetí cílování inflace byly ambice Slovenska v co nejbližší době přistoupit k eurozóně. Předpokladem přijetí eura bylo splnění maastrichtských kritérií, přičemž plnění inflačního kritéria je jedním z nich. Inflační cíle byly stanovené na úrovni pod 2,5 % k prosinci 2006 a pod 2 % k prosinci 2007 a 2008 tak, aby bylo splněné maastrichtské kritérium na bázi průměrné dvanáctiměsíční inflace (NBS, 2004). Z pohledu měnové politiky bylo zavedení inflačního cílování úspěšné i přesto, že v prvních letech se nepodařilo inflačního cíle dosáhnout, což bylo způsobeno zejména vlivem administrativních zásahů či vývojem cen energetických komodit na světových trzích. V referenčním období od dubna 2007 do března 2008 dosáhla průměrná dvanáctiměsíční míra inflace HICP 2,2 %, což bylo výrazně pod referenční hodnotou 3,2 %, stanovenou podle Smlouvy o založení Evropského společenství. Na základě splnění všech kritérií vstupu do eurozóny rozhodla Rada pro hospodářské a finanční záležitosti dne 8. července 2008 o vstupu Slovenska do eurozóny k 1. lednu 2009 (NBS, 2008). Tímto dnem přijalo Slovensko společnou měnu euro a NBS se stala součástí Eurosystému, sdružujícího centrální banky členských států eurozóny a ECB. Slovenskou ekonomiku rovněž zasáhly nepříznivé důsledky

globální

ekonomické krize, které se projevily i ve vývoji inflace a nezaměstnanosti. Průměrná míra inflace se v roce 2008 dostala na hodnotu 3,9 % oproti 1,9 % v roce předcházejícím. Jak vyplývá ze Zprávy o měnovém vývoji v SR za rok 2008, určující při cenovém vývoji byly vnější faktory, zejména vývoj cen ropy a zemědělských komodit. V roce 2009 byl cenový vývoj na Slovensku ovlivněn globálním poklesem ekonomické aktivity a následným snížením spotřebitelské poptávky. Slovensko zaznamenalo dle Výroční zprávy NBS v roce 2009 historicky nejnižší průměrnou inflaci 0,9 %. Důsledky globální krize se v plné míře projevily i na trhu práce. Zatímco v roce 2008 se nezaměstnanost vůbec poprvé dostala pod hranici 10 %, v roce 2009 se zvýšila na 12 %. Zmírnit dopady finanční krize na slovenskou ekonomiku se vláda snažila realizací protikrizových opatření, které byly mj. zaměřeny na zefektivnění aktivní politiky trhu práce a modernizaci sociálních služeb. I přes přijetí protikrizových opatření nezaměstnanost v první polovině roku 2010 rostla. Jak vyplývá ze statistických údajů Eurostatu, nezaměstnanost na Slovensku vzrostla v červnu 2010 na úroveň 15 % a v rámci EU byla druhá nejvyšší ihned po Španělsku.


45

Graf 5.8: Vývoj inflace a nezaměstnanosti na Slovensku v letech 1998–2009 25 20

%

15 10 5 0 1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

rok Inflace

Nezaměstnanost


5.2.2 Ověření platnosti cenově inflační PC S použitím měsíčních údajů míry inflace a míry nezaměstnanosti na Slovensku byla získána Phillipsova křivka v lineárním tvaru: est(πt) =

n = 150

− 3,6508

+

0,6054Ut

(1,2793)

(0,0818)

t = - 2,8537

t = 7,3960

R2 = 0,2699

F = 54,7014

p-value (F) = 9,66e-12

Odhadnutý model vystihuje 27 % celkové variability a je statisticky významný na 5% hladině významnosti, stejně jako všechny jeho parametry. Kladný sklon odhadnuté regrese je však v rozporu s ekonomickou podmínkou dané teorie – omezením parametru β2. Kladný regresní koeficient nezaměstnanosti vypovídá o tom, že inflace i nezaměstnanost se ve sledovaném období pohybovaly stejným směrem (rostly/klesaly). Dle provedené analýzy tak nebyla potvrzena platnost cenově inflační PC na Slovensku v sledovaném období od ledna 1998 do června 2010. Graf 5.9 ilustruje substituční vývoj inflace a nezaměstnanosti, který byl pozorován v období mezi srpnem 2007 a květnem 2009.


46

Graf 5.9: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (srpen 2007 – květen 2009) 12 10

[%]

8 6 4 2 0 2007M08

2007M12

2008M04

2008M08

inflace

2008M12

2009M04

nezaměstnanost

Zdroj: Eurostat, vlastní zpracování Substituce je patrná i z vývoje reziduálních složek časových řad inflace a nezaměstnanosti při proložení kvadratickou exponenciálou. Intenzita závislosti reziduálních odchylek reg = -0,7266 a hodnota testového kritéria t = 4,7291 potvrzuje vysokou průkaznost korelačního koeficientu. Graf 5.10: Reziduální složky časových řad inflace a nezaměstnanosti 0,25


0,2 0,15 0,1 0,05 0 2007M08 -0,05

2007M12

2008M04

2008M08

2008M12

2009M04

-0,1 -0,15 inflace

nezaměstnanost

Zdroj: vlastní zpracování Krátkodobou Phillipsovu křivku pro dané období znázorňuje graf 5.11. Korelační koeficient reg = -0,8566 potvrzuje negativní korelovanou závislost mezi proměnnými. Podle t-testu jsou parametry odhadnutého regresního modelu statisticky významné na 5% hladině významnosti, stejně tak model jako celek. Koeficient determinace R2 = 0,7337 je sice nižší než jeho hodnota v případě krátkodobých PC v České republice, i tak lze ještě hovořit o kvalitní vypovídající schopnosti modelu.


47

Graf 5.11: Krátkodobá PC pro Slovensko (srpen 2007 – květen 2009) 5,5 y = -1,175x + 14,83

míra inflace [%]

4,5

R2 = 0,7337

3,5 2,5 1,5 0,5 8,5

9,5

10,5

11,5



5.2.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC Pomocí MNČ byl odhadnut regresní vztah v podobě: est(πt) =

n = 150

0,2603

−

0,0301Ut

1,0088πte

+

(0,6477)

(0,0493)

(0,0461)

t = 0,4019

t = -0,6102

t = 21,8651

R2 = 0,8283

F = 354,5587

p-value (F) = 5,71e-57

Hodnota koeficientu determinace se oproti cenově inflačnímu modelu PC podstatně zvýšila, avšak při testování průkaznosti regresních parametrů byla zjištěna statistická nevýznamnost prvních dvou parametrů (β1 a β2), tzn. že inflace byla ve sledovaném období ovlivněna pouze inflačním očekáváním, vliv nezaměstnanosti zde nebyl prokázán. Z uvedeného vyplývá, že v uvedeném období nebyl potvrzen statisticky významný vztah založený na nezaměstnanosti a inflaci, resp. její očekávané výši.

5.2.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku Po odhadu Phillipsovy křivky pro otevřenou ekonomiku z disponibilních dat18 dostaneme:


R2 = 0,9248

18

0,0441 fd t j−1

+

0,2130 (U t j−1 − U t*−1 )

(0,0036)

(0,0391)

t = 12,1248

t = 5,4496

F = 399,4118

p-value (F) = 7,05e-37

Pro nedostupnost spotových a forwardových kurzů pro celé analyzované období byl výzkum zkrácen na období červen 2003 – prosinec 2008, tedy do doby zavedení eura.


48

Při pohledu na výsledky regresní analýzy zaujme zejména vysoká hodnota spolehlivosti, neboť odhadnutý model vystihuje 92,48 % celkové variability. Na základě provedeného F-testu je model statisticky významný na hladině významnosti 5 % se statisticky významnými koeficienty. Odhad parametru βˆ však nemá očekávané záporné znaménko. Dílčí shrnutí Dle výsledků regresní analýzy nebyla potvrzena platnost cenově inflační verze PC na Slovensku ve zkoumaném období. Odhadnutý model nelze považovat za vhodný z hlediska ekonomické teorie, neboť znaménka parametrů neodpovídají teoretickým předpokladům modelu. Inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností byl potvrzen pouze v krátkém časovém úseku, a to mezi srpnem 2007 a květnem 2009. Model PC rozšířený o inflační očekávání nelze rovněž považovat za průkazný. Zařazením očekávané inflace sice došlo ke zvýšení hodnoty spolehlivosti, při testování významnosti regresních parametrů na 5% hladině významnosti byla prokázána statistická průkaznost jen pro proměnnou očekávanou inflaci. Model PC pro otevřenou ekonomiku má vysokou vypovídající schopnost (R2 = 0,9248 %), inverzní vztah mezi inflací a nezaměstnaností (ačkoliv v relativním vyjádření) nebyl potvrzen.

5.3 Polsko 5.3.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti Polsko se jako první země V4 vydalo na cestu tržní transformace. Z důvodu silné destabilizace ekonomiky v předrevolučním období podstoupilo Polsko zřejmě nejtvrdší šokovou terapii ze všech postkomunistických zemí. Ta spočívala v přijetí tzv. Balcerowiczova balíčku reformních opatření, jejichž cílem byla stabilizace zadluženého polského hospodářství. Balcerowiczův plán byl primárně zaměřen na provedení rozsáhlé cenové liberalizace, zahájení restriktivní monetární politiky, snížení státního rozpočtu pomocí odstranění dotací a daňových výjimek či uvolnění zahraničního obchodu a zavedení vnitřní směnitelnosti polského złotého (Jackson-Klich-Poznańska, 2005). Ihned v prvním roce transformace došlo vlivem zavedených stabilizačních opatření k velkému cenovému skoku, při kterém se inflace vyšplhala až na 586 %. Podle Holmana (2000) se jednalo o nevyhnutelný důsledek měnového převisu nahromaděného v posledních letech před revolucí. Dalším důsledkem šokové terapie byl hospodářský pokles a s ním spojený růst nezaměstnanosti, která v roce 1990 dosáhla 6,5 %. Vlna propouštění zasáhla zejména méně kvalifikovanou pracovní sílu, která představovala nezanedbatelnou část polské populace. Přestože polská ekonomika se od roku 1992 začala dostávat do fáze oživení, nezaměstnanost nadále rostla, v roce 1994


49

dosáhla hodnoty 14,4 %. Jedním z možných vlivů vysoké nezaměstnanosti může být i skrytá nezaměstnanost v zemědělství, která se otevřeně projevila po přechodu k tržní ekonomice. Během druhé poloviny devadesátých let se díky četným reformám podařilo nezaměstnanost stabilizovat a později i snížit k desetiprocentní hranici. Mezníkem ve vývoji měnové politiky se stal rok 1998, kdy centrální banka přešla na režim cílování inflace. Tento krok měl posílit důvěryhodnost monetární politiky v očích veřejnosti a tím snížit inflační očekávání v ekonomice. V rámci strategie měnové politiky pro období 1999-2003 byl stanoven strategický cíl, který představoval snížení meziročního tempa růstu spotřebitelských cen pod 4 % (viz. graf 5.12). Ke snížení inflace mělo přispět i zavedení nového kurzového režimu – řízeného floatingu, který nahradil v dubnu 2000 dosavadní režim posuvného zavěšení. Od roku 2004 platí inflační cíl ve výši 2,5 % s možností odchylky ve výši jednoho procentního bodu na obě strany. Graf 5.12: Růst spotřebitelských cen (meziročně v %) a úspěšnost cílování inflace

Zdroj: Tomšík a kol. (2003)

Vývoj nezaměstnanosti měl od roku 1998 rostoucí tendenci. V nejhorší situaci se země ocitla v roce 2002, kdy se průměrná míra nezaměstnanosti vyšplhala až na 20 %. Ke snižování vysoké nezaměstnanosti v průběhu dalších let dopomohl růst HDP, přesto patří polská nezaměstnanost i nadále k nejvyšším v rámci EU. Negativní dopady probíhající globální krize se nevyhnuly ani polské ekonomice. V porovnání s ostatními státy Visegrádské čtyřky však bylo Polsko zasaženo krizí relativně mírně, neboť není tak závislé na exportu jako např. Česká republika. Dokonce jako jediný člen EU se Polsko nedostalo do ekonomické recese. Na druhou stranu globální krize spolu s dluhovou krizí v Řecku odsunula plánované zavedení eura v roce 2012. Podle předběžných odhadů by Polsko mohlo vstoupit do eurozóny kolem roku 2015.


50

Graf 5.13: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Polsku v letech 1998–2009 25 20

%

15 10 5 0 1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

rok Inflace

Nezaměstnanost


5.3.2 Ověření platnosti cenově inflační PC S využitím 150 pozorování byla pomocí MNČ získána Phillipsova křivka ve tvaru: est(πt) =

7,1642 (0,9042) t = 7,9231

n = 150

2

R = 0,0603

−

0,1863Ut (0,0605) t = - 3,0815 F = 9,4959

p-value (F) = 0,0025

Konkrétním výsledkem regresní analýzy je, že jednoprocentní růst nezaměstnanosti vyvolá průměrný měsíční pokles míry inflace o 0,1863 %. Pro nulovou hodnotu Ut činí průměrná míra inflace 7,1642 %. Záporná hodnota koeficientu β2 odpovídá ekonomickým předpokladům modelu. Příslušný model je statisticky významný, problém však nastává u koeficientu determinace (R2 = 0,0603), jehož hodnota je ještě nižší než v případě ČR či Slovenska. Provedená analýza tak nepotvrdila platnost cenově inflační verze Phillipsovy křivky v podmínkách polské ekonomiky, což vyvrací úvahu o zaměnitelnosti mezi inflací a nezaměstnaností v uvedeném období. Navzdory neplatnosti daného modelu PC v celkovém zkoumaném období lze identifikovat krátkodobý časový úsek, ve kterých byl inverzní vztah pozorován. Jedná se o období únor 1998 až únor 1999 (viz graf 5.14).


51

Graf 5.14: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (únor 1998 – únor 1999) 16,0 14,0

[%]

12,0 10,0 8,0 6,0 4,0 1998M02

1998M05

1998M08

inflace

1998M11

1999M02

nezaměstnanost

Zdroj: vlastní zpracování V rámci analýzy byla provedena konstrukce reziduálních složek časových řad sledovaných proměnných, které byly proloženy kvadratickou exponenciálou. Substituční vztah reziduálních složek je patrný z grafu 5.15 či z hodnoty korelačního koeficientu reg = -0,7779, který vypovídá o nepřímé závislosti reziduálních odchylek. Průkaznost korelačního koeficientu dokládá vypočtená hodnota testového kritéria t = 4,1055. Graf 5.15: Reziduální složky časových řad inflace a nezaměstnanosti19


0,15 0,1 0,05 0 1998M02 -0,05

1998M06

1998M10

1999M02

-0,1 -0,15 inflace

nezaměstnanost


Graf 5.16 zobrazuje krátkodobou cenově inflační Phillipsovu křivku, která je proložena exponenciální regresní funkcí. Korelační koeficient má hodnotu reg = -0,9741. Získaná hodnota spolehlivosti vypovídá o vysoké kvalitě modelu, neboť exogenní proměnná vysvětluje 98,35 % celkového rozptylu skutečné míry inflace. Na základě provedených 19

Pro lepší srovnatelnost byla rezidua nezaměstnanosti vynásobena deseti.


52

výpočtů tak lze přijat hypotézu o platnosti uvedeného modelu PC v období mezi únorem 1998 až únorem 1999. Graf 5.16: Krátkodobá PC pro Polsko (únor 1998 – únor 1999) 16

y = 760,35e-0,4095x R2 = 0,9835

míra inflace [%]

14 12 10 8 6 4 9,5

10,5

11,5

12,5



5.3.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC Aplikací MNČ jsme dospěli k následujícímu výstupu regresní analýzy: est(πt) =

n = 150

0,6777

−

0,0362Ut

0,9163πte

+

(0,3011)

(0,0175)

(0,0223)

t = 2,2505

t = -2,0654

t = 41,1345

F = 905,0195

p-value (F) = 2,32e-83

2

R = 0,9249

Z odhadnutého vztahu vyplývá, že ve sledovaném období pro nulové hodnoty Ut a πte činila průměrná měsíční míra inflace 0,6777 %. Vzroste-li nezaměstnanost o 1 %, vyvolá to pokles inflace o 0,0362 (při konstantní očekávané míře inflace). Analyzovaný rozšířený model PC lze na základě výsledků regresní analýzy považovat za statisticky průkazný. Rovněž všechny parametry modelu jsou statisticky významné a jejich znaménka jsou v souladu s apriorními omezeními vyplývajícími z výchozí ekonomické hypotézy. Koeficient determinace se oproti cenově inflační verzi PC výrazně zvýšil, a to na 0,9249. Vývoj inflace je však i zde z větší části ovlivněn inflačním očekáváním, vliv nezaměstnanosti na inflaci je podstatně menší.

5.3.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku Odhadnutá rovnice PC pro otevřenou ekonomiku získaná z dostupných dat20 polské ekonomiky má podobu: 20

Pro nedostupnost spotových a forwardových kurzů pro celé analyzované období byl výzkum zkrácen na období prosinec 1999 – červen 2010.



2

R = 0,8619

0,0190 fd t j−1

−

53

0,2747 (U t j−1 − U t*−1 )

(0,0008)

(0,0263)

t = 23,3368

t = -10,4266

F = 389,9918

p-value (F) = 3,24e-54

Dle koeficientu determinace proměnné v modelu vysvětlují 86,19 % celkového rozptylu inflace. Příslušný model splňuje jak podmínky ekonomické teorie, tak statistické významnosti. Dílčí shrnutí Dle provedené analýzy nebyla z důvodu nízké závislosti mezi zkoumanými veličinami prokázána platnost cenově inflační verze PC v polské ekonomice v daném období. Substituční vývoj inflace a nezaměstnanosti byl potvrzen pouze na počátku období, konkrétně mezi únorem 1998 až únorem 1999. Následující analyzované modely byly dle výsledků regresní analýzy vyhodnoceny jako vhodnější, neboť vykazovaly podstatně vyšší vypovídající schopnost a splňovaly statistické i ekonomické předpoklady.

5.4 Maďarsko 5.4.1 Charakteristika vývoje inflace a nezaměstnanosti Od vývoje po roce 1989 očekávalo Maďarsko pokračování dosavadních tržních reforem, které v zemi probíhaly již od šedesátých let. Zatímco Československo a Polsko zvolily cestu šokové terapie, která spočívala v rychlé liberalizaci trhů, Maďarsko dalo přednost strategii gradualismu. Holman (2000) uvádí, že v Maďarsku byla liberalizace trhů již ve značně pokročilém stádiu a pro vládu by bylo těžké odůvodnit nutnost drastických stabilizačních opatření. Jelikož nedošlo k jednorázové liberalizaci cen, vyhnulo se Maďarsko počátečnímu velkému skoku inflace. I přesto, že Maďarsko nezvolilo strategii šokové terapie, bylo zasaženo stejně hlubokým hospodářským poklesem jako Československo a Polsko. Mírné oživení maďarské ekonomiky v roce 2004 však bylo spojeno s vysokou inflací ve výši 19 %, která se o rok později dostala až na 28 %. Ve vývoji inflace hrál podstatnou roli zvolený kurzový režim. Maďarsko na rozdíl od České republiky a Slovenska neudrželo fixní kurz a svou měnu devalvovalo dle probíhající inflace. To vedlo k devalvačně-inflační spirále, která držela inflaci na poměrně vysoké hladině. Míra nezaměstnanosti byla v první polovině poměrně stabilní, pohybovala se v rozmezí 10-12 %.


54

Neuspokojivé výsledky první poloviny devadesátých let vedly v roce 1995 k přijetí tzv. Bokrosova balíku stabilizačních opatření 21, na základě kterých se začala maďarská ekonomika pozvolna zotavovat. Současně došlo k zavedení kurzového režimu tzv. posuvného zavěšení (crawling peg), který spočívá na principu předem ohlášených minidevalvací. Podle Horské (2002) přispěl tento systém k posílení kredibility měnové politiky, avšak na druhé straně pravidelné devalvace forintu, které měly omezit reálné zhodnocení měny, zpomalovaly proces dezinflace, neboť ekonomické subjekty zabudovávaly vliv slabšího forintu do svých inflačních očekávání. Centrální bance se sice podařilo snížit inflaci z 30 % až na 10 % v roce 2000, dalšímu poklesu však bránila strnulá inflační očekávání. Z toho důvodu přistoupila centrální banka v červnu 2001 k režimu cílování inflace a Maďarsko se tak stalo třetí středoevropskou ekonomikou, v níž se měnová autorita explicitně přihlásila k inflačnímu cíli. V roce 2004 vstoupilo Maďarsko do EU jako země s nejstabilnějším pracovním trhem z celé visegrádské skupiny s nezaměstnaností 6 %. Podle Slaného (2007) pramení pozitivní situace na maďarského trhu práce z příznivého vývoje přirozené míry nezaměstnanosti, která je od roku 2001 nejnižší v rámci zemí Visegrádské čtyřky a má po celé období klesající tendenci (viz. graf 5.17). Tomuto vývoji odpovídá i vývoj struktury nezaměstnanosti, kde má Maďarsko ze sledovaných zemí nejnižší podíl dlouhodobé nezaměstnanosti, což velmi kladně působí na schopnost dosahovat solidního hospodářského růstu. Další příčinu stabilního trhu práce shledává Slaný (2007) v tom, že Maďarsko patří k zemím s nadprůměrnou intenzitou vnitřní migrace, a to i ve srovnání se západoevropskými zeměmi. Graf 5.17: Odhad přirozené míry nezaměstnanosti v zemích V4 (logaritmický trend)

Zdroj: Slaný (2007), s. 47

21

Jedná se o opatření zavedené tehdejším maďarským ministrem financí Lájosem Bokrosem. Jeho obsahem bylo mimo jiné devalvace forintu, zavedení školného na vysokých školách, snížení počtu pracovních míst ve státní správě či zavedení dovozních přirážek.


55

V současné době je Maďarsko diskutováno zejména v souvislosti s velkými ekonomickými problémy, které se s probíhající hospodářskou krizí ještě více rozrostly. Tyto problémy pramení zejména z vysokého veřejného dluhu, který si Maďarsko vytvořilo během posledních třiceti let svou nezodpovědnou politikou. Důsledky krize se projevily i ve vývoji nezaměstnanosti, která má od poloviny roku 2008 rostoucí tendenci. V roce 2010 překročila míra nezaměstnanosti desetiprocentní hranici a dostala se tak na nejvyšší úroveň od roku 1994. Inflace se v roce 2008 snížila ze 7,9 % z roku předcházejícího na 6 %. Inflace byla stejně jako jiné země z velké části ovlivněná globálním zvyšováním cen agrokomodit a energií. V roce 2009 nadále pokračoval klesající trend inflace, její průměrná výše se dostala na úroveň 4 %. Graf 5.18: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Maďarsku v letech 1998–2009 16 14 12

%

10 8 6 4 2 0 1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

rok Inflace

Nezaměstnanost


5.4.2 Ověření platnosti cenově inflační PC Na základě měsíčních údajů míry inflace a míry nezaměstnanosti v Maďarsku byla pomocí MNČ odhadnuta Phillipsova křivka ve tvaru: est(πt) =

n = 150

7,8588 (1,3394)

−

0,1084Ut (0,1809)

t = 5,8672

t = -0,5995

R2 = 0,0024

F = 0,3594

p-value (F) = 0,5498

Získaná hodnota spolehlivosti vypovídá o špatné kvalitě modelu, neboť exogenní proměnná vysvětluje pouze 0,24 % celkového rozptylu skutečné míry inflace. Odhadnutý parametr β2 není signifikantní na pětiprocentní hladině významnosti, stejně tak i celkový model (hodnota p = 0,5498). Dle výsledků ekonometrického modelu tak nebyla potvrzena platnost cenově inflační PC v Maďarsku v daném období.


56

5.4.3 Ověření platnosti rozšířeného modelu PC Dosazením údajů maďarské ekonomiky do modelu PC byla získána rovnice: est(πt) =

n = 150

0,3896

+

0,0184Ut

0,8911πte

+

(0,4596)

(0,0560)

(0,0238)

t = 0,8476

t = 0,3290

t = 37,4375

F = 702,6619

p-value (F) = 5,76e-76

2

R = 0,9053

Odhadnutý model vysvětluje závislost z 90,53 % a je statisticky významný, avšak vývoj inflace je závislý pouze na očekávané inflaci. Parametry β1 a β2 jsou statisticky neprůkazné. Dalším problémem je kladné znaménko u proměnné nezaměstnanosti, což je v rozporu s ekonomickou verifikací modelu. Z uvedených důvodů byl k ilustraci odhadu Phillipsovy křivky použit model ve tvaru:22

π t = β 1 + β 2U t + β 3 (π te ) 2 + ε t ;

β2<0, β3>0

Výsledná rovnice má podobu: est(πt) =

n = 150

5,5394

−

0,2021Ut

0,0453(πte)2

+

(0,5103)

(0,0682)

(0,0015)

t = 10,8561

t = -2,9647

t = 29,9485

R2 = 0,8595

F = 449,7223

p-value (F) = 2,23e-63

Po modifikaci modelu jsou již všechny koeficienty statisticky významné na pětiprocentní hladině významnosti, stejně tak i model jako celek. Úpravou modelu došlo k snížení koeficientu determinace (z hodnoty 0,9053 na 0,8595), stále však lze hovořit o kvalitní vypovídající schopnosti odhadnutého modelu.

5.4.4 Ověření platnosti PC pro otevřenou ekonomiku S užitím disponibilních údajů23 maďarské ekonomiky byla získána rovnice PC pro otevřenou ekonomiku ve tvaru:


2

R = 0,8048

22

0,0310 fd t j−1

+

0,1603 (U t j−1 − U t*−1 )

(0,0017)

(0,0833)

t = 18,6553

t = 1,9239

F = 228,7732

p-value (F) = 6,41e-40

Konstrukce modelu zpracována podle Hušek-Moravcová (2001). Pro nedostupnost spotových a forwardových kurzů pro celé analyzované období byl výzkum zkrácen na období únor 2001 – červen 2010.

23


57

Přes poměrně vysokou vypovídající schopnost modelu (R2 = 0,8048) nelze ani tento model považovat za vhodný k vyjádření skutečné míry inflace, neboť koeficient βˆ určující citlivost inflace na rozdílu U t j−1 a U t*−1 nesplňuje statistické ani ekonomické podmínky modelu. Dílčí shrnutí V podmínkách maďarské ekonomiky nebyla potvrzena platnost cenově inflační PC v daném období z důvodu statistické nevýznamnosti ekonometrického modelu. Na rozdíl od ostatních států V4 nebyly u Maďarska nalezeny ani dílčí období, ve kterých by došlo k hledanému inverznímu vztahu. Rozšíření modelu o inflační očekávání nepřineslo zlepšení výsledků, neboť pouze u proměnné očekávané inflace byla na 5% hladině významnosti prokázána statistická průkaznost. První dva parametry β1 a β2 vykazovaly statistickou nevýznamnost a proměnná nezaměstnanost měla kladné znaménko, což neodpovídá ekonomickým modifikace modelu: podmínkám modelu. Jisté zlepšení přinesla

π t = β 1 + β 2U t + β 3 (π te ) 2 + ε t ,

na jejímž základě odhadnuté parametry splňovaly

podmínky ekonomické teorie i statistické významnosti. Posledním analyzovaným modelem byl model PC pro otevřenou ekonomiku, který rovněž nepřinesl uspokojivé výsledky.

5.5 Ověření platnosti Phillipsovy křivky ve vybraných státech eurozóny Cílem této podkapitoly je ověření existence inverzního mezi inflací a nezaměstnaností ve vyspělých státech eurozóny, konkrétně v Německu, Francii, Itálii a Rakousku pro období leden 1998 až červen 2010. Analyzovány byly pouze „tradiční“ modely Phillipsovy křivky – cenově inflační verze PC a model PC rozšířený o inflační očekávání. Phillipsova křivka pro otevřenou ekonomiku zde nebyla aplikována, neboť země jako Německo či Francie lze považovat spíše za uzavřené ekonomiky.

Ověření platnosti cenově inflační PC Nejprve byla testována cenově inflační Phillipsova křivka, která je uvedena ve tvaru:

π t = β 1 + β 2U t + ε t ; β 2 < 0 . Výsledné modely provedené regresní analýzy pro sledované státy, včetně eurozóny jako celku, uvádí následující tabulka.


58

Tab. 5.1: Výsledky regresní analýzy pro cenově inflační PC

β1 1,0226 Německo (0,5379) 7,9036 Francie (0,5885) 2,8934 Itálie (0,3147) 3,6723 Rakousko (0,5783) 8,1228 Eurozóna (0,4940) zdroj: vlastní zpracování

β2 0,0501 (0,0622) 0,6806 (0,0639) 0,0808 (0,0365) 0,4592 (0,1324) 0,7203 (0,0571)

+ − − − −

R2

F-test

p-value (F)

0,0044

0,6476

0,4223

0,4338

113,3802

5,19e-20

0,0321

4,9042

0,0283

0,0752

12,0354

0,0007

0,5186

159,4187

2,91e-25

Při pohledu na výše uvedené výsledky lze souhrnně konstatovat, že v Německu, Itálii a Rakousku nebyl potvrzen statisticky významný vztah mezi inflací a nezaměstnaností ve sledovaném období. Vypovídající schopnost odhadnutých modelů je velmi nízká, v případě Německa navíc parametr β2 vyšel kladný, což neodpovídá ekonomické teorii. Z vybraných států eurozóny je pouze ve Francii příslušný model PC úspěšnější při vysvětlování vztahu mezi sledovanými proměnnými. Model vystihuje cca 43 % celkové variability a je statisticky významný, stejně jako všechny jeho parametry. Ve Francii byl zaznamenán rovněž krátkodobý substituční vývoj inflace a nezaměstnanosti, který byl pozorován v období mezi červencem 2007 až dubnem 2009. Krátkodobé inverzní vztahy byly spatřeny i u ostatních zemí. Jelikož však jejich doba trvání nepřesáhla jeden rok, nebyly tyto časové úseky podrobněji analyzovány. Graf 5.19: Krátkodobá PC pro Francii (červenec 2007 – duben 2009) 5,0

y = 804190e-1,6013x R2 = 0,8624

míra inflace [%]

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

8,0

8,5

9,0

9,5


Zdroj: vlastní zpracování S využitím průměrných dat eurozóny byla sestrojena cenově inflační Phillipsova křivka pro eurozónu (viz. graf 5.20). Analyzovaný model lze dle výsledků regresní analýzy


59

považovat za statisticky průkazný. Koeficient β2 má předpokládanou zápornou hodnotu, která značí inverzní vztah mezi veličinami. Koeficient determinace má hodnotu R2 = 0,5186, tzn. že nezaměstnanost v modelu vysvětluje necelých 52 % celkového rozptylu skutečné míry inflace. Graf 5.20: Cenově inflační PC pro eurozónu (leden 1998 – červen 2010) 5 y = 8,1228 - 0,7203x R2 = 0,5186

míra inflace [%]

4 3 2 1 0 -1

6

7

8

9

10

11



Ověření platnosti rozšířeného modelu PC Dosazením příslušných údajů jednotlivých ekonomik do modelu Phillipsovy křivky rozšířeného o inflační očekávání: π t = β 1 + β 2U t + β 3π te + ε t byly získány následující výstupy regresní analýzy: Tab. 5.2: Výsledky regresní analýzy pro rozšířený model PC

β1 -0,1253 + Německo (0,2987) 1,7475 − Francie (0,7128) -0,0201 + Itálie (0,2565) 0,9725 − Rakousko (0,3563) 2,2566 − Eurozóna (0,6542) zdroj: vlastní zpracování

β2 0,0255 (0,0339) 0,1528 (0,0677) 0,0132 (0,0224) 0,1893 (0,0755) 0,2098 (0,0635)

+ + + + +

β3 0,9384 (0,0499) 0,8020 (0,0732) 0,9546 (0,0577) 0,9139 (0,0506) 0,7676 (0,0707)

R2

F-test

p-value (F)

0,7077 177,9701

5,45e-40

0,6882 162,1962

6,37e-38

0,6621 144,0465

2,30e-35

0,7127 182,3647

1,53e-40

0,7329 201,6835

7,24e-43

Výsledky prezentované v tab. 5.2 uvádí, že v případě Německa a Itálie nebyly splněny podmínky ekonomické verifikace modelu, neboť odhadnuté parametry β1 a β2 nemají očekávané znaménka a jsou dle provedeného t-testu statisticky nevýznamné na 5%


60

hladině významnosti. Z uvedeného vyplývá, že Phillipsova křivka rozšířená o inflační očekávání při empirické aplikaci na německá a italská data selhává. U Francie, Rakouska i eurozóny jako celku byly podmínky statistické významnosti splněny. Z ekonomického hlediska regresní modely vypovídají o negativním vlivu nezaměstnanosti na inflaci a pozitivním vlivu inflačního očekávání. Došlo tedy k potvrzení očekávaných vlivů sledovaných proměnných na vývoj inflace. Zařazení inflačního očekávání do modelu přineslo zvýšení vypovídající schopnosti jednotlivých modelů, která se pohybovala v rozmezí 68 až 73 %. Dílčí shrnutí Z hlediska dosažených výsledků lze vyvodit závěr, že platnost cenově inflační PC popisující závislost celkové míry inflace pouze na míře nezaměstnanosti nebyla u vybraných států eurozóny v daném období potvrzena. Výjimku tvoří pouze Francie, kde nezaměstnanost v modelu vysvětluje cca 43 % celkového rozptylu skutečné míry inflace. Jisté zlepšení výsledků přineslo rozšíření modelu o inflační očekávání, díky kterému jednotlivé modely získaly lepší vypovídající schopnost. Je tedy patrné, že očekávaná inflace představuje důležitý aspekt při formování skutečné inflace. V případě Německa a Itálie však ani uvedený model nesplňoval statistické a ekonomické předpoklady.

6 DISKUZE

6

61

DISKUZE

Záměrem předchozí části bylo ověření platnosti vybraných modelů Phillipsovy křivky na reálných datech zemí Visegrádské čtyřky a ve vybraných státech eurozóny. V rámci této kapitoly je provedeno zhodnocení a interpretace dosažených výsledků, včetně komparace mezi jednotlivými státy. Získané výsledky jsou dále konfrontovány se závěry studií citovanými ve čtvrté kapitole. Současně jsou analyzovány základní determinanty ovlivňující vzájemný vztah inflace a nezaměstnanosti a hledána vhodná doporučení pro tvůrce hospodářské politiky. Prvním modelem, který byl podroben empirickému výzkumu, byla cenově inflační verze Phillipsovy křivky vyjadřující kauzální vztah mezi inflací a nezaměstnaností. Ze srovnání výsledků provedené analýzy neplynou výrazné rozdíly mezi zeměmi V4 a vyspělými státy eurozóny, spíše naopak. S výjimkou Francie žádná země nesplňovala podmínky daného modelu, ať již z důvodu statistické nevýznamnosti či nesouladu s ekonomickou teorií. Problémem byla nízká vypovídající schopnost odhadnutých modelů, zejména u Německa, Rakouska, Itálie, Polska a Maďarska, kde se hodnota spolehlivosti pohybovala pouze do 10 %. Zajímavý je v tomto kontextu výsledek ekonometrického modelu u Německa, který dle regresní analýzy měl nejnižší hodnotu spolehlivosti (R2 = 0,0044) ze všech analyzovaných zemí, tzn. že v daném období neexistoval mezi inflací a nezaměstnaností žádný vztah. Uvedený jev lze vysvětlit primární orientací Německa na udržování cenové stability, což je patrné i z grafu 6.1. Inflace se ve sledovaném období pohybovala v úzkém rozmezí cca 0-3 %, větší výkyvy ve vývoji inflace byly zaznamenány až od roku 2008 vlivem globální hospodářské krize. Graf 6.1: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Německu (leden 1998 – červen 2010) 12 10 8

%

6 4 2 0 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 -2 inflace


nezaměstnanost

6 DISKUZE

62

Konstantní vývoj německé inflace je zřejmý také při porovnání s transformujícími se zeměmi Visegrádské čtyřky (viz. graf 6.2), na jejichž inflačním vývoji se podepsala liberalizace cen a zahraničního obchodu, harmonizace daňových systémů a další reformy uskutečněné v souvislosti s přechodem na tržní hospodářství. Graf 6.2: Vývoj inflace v zemích V4 a Německu (leden 1998 – červen 2010) 20

15 CZE SVK

10

[%]

POL HUN 5

GER EUR

20 10

20 09

20 08

20 07

20 06

20 05

20 04

20 03

20 02

20 01

20 00

19 99

19 98

0

-5

Zdroj: Eurostat, vlastní zpracování Porovnání vývoje nezaměstnanosti zemí V4 s Německem a eurozónou jako celkem dokumentuje graf č. 6.3. Nezaměstnanost v České republice se v uvedeném období pohybovala pod průměrnou hodnotou eurozóny, příznivý vývoj byl sledován i v Maďarsku. Jak již bylo uvedeno v páté kapitole, značné problémy s nezaměstnaností dlouhodobě řeší zbývající státy V4 – Slovensko a Polsko. Od konce roku 2008 lze u sledovaných států spatřit shodný rostoucí vývoj nezaměstnanosti, který byl zapříčiněn světovou hospodářskou krizí. Graf 6.3: Vývoj nezaměstnanosti v zemích V4 a Německu (leden 1998 – červen 2010) 25

20 CZE SVK

15

[%]

POL HUN

10

GER EUR

5


20 10

20 09

20 08

20 07

20 06

20 05

20 04

20 03

20 02

20 01

20 00

19 99

19 98

0

6 DISKUZE

63

Provedená analýza tak obdobně jako vybrané citované studie, např. Klímek (2007), Šteker (2006) či Tímea (2005), nepotvrdila dlouhodobý statistický významný vztah mezi inflací a nezaměstnaností ve sledovaných zemích. Výsledky aplikační části dokládají, že vývoj vztahu mezi inflací a nezaměstnaností lze vysvětlit pomocí cenově inflační verze Phillipsovy křivky pouze v krátkých časových úsecích. V České republice se jedná o období od února 1998 do září 1999, což potvrzují i závěry studie od KlímyLaciny-Vařejky (2002). V poslední době se substituční vztah mezi sledovanými veličinami v ČR projevil mezi říjnem 2006 a červnem 2009. V podmínkách slovenské ekonomiky začal vztah mezi inflací a nezaměstnaností nabývat tvaru Phillipsovy křivky dle Kárásze (2009) v letech 2005-2008, zejména díky lepšímu fungování mechanismů trhu práce a zvýšení účinnosti faktorů působících na snížení dynamiky růstu spotřebitelských cen. Provedená analýza v předchozí kapitole potvrdila krátkodobý inverzní vztah až od srpna 2007 do května 2009. Existencí PC v Polsku se zabývali Socha-Wojciechowski (2004), dle kterých byla negativní korelace proměnných patrná od druhého čtvrtletí 1998 do konce roku 2002, zatímco dle provedené analýzy substitučního vývoje reziduálních odchylek sledovaných proměnných byla platnost PC potvrzena pouze od února 1998 do února 1999. Z uvedených výsledků vyplývá, že trhy práce jednotlivých zemí vykazují různou flexibilitu, tzn. že trhy odlišně reagují na růst mezd. V Maďarsku nebyl zaznamenán žádný krátkodobý substituční vývoj inflace a nezaměstnanosti, maďarský trh práce lze tedy považovat za strnulý. Pracovní trh České republiky se v evropském měřítku vyznačuje rovněž nízkou pružností a spíše průměrnou schopností vstřebávat šoky. Zvyšování flexibility trhu práce představuje tedy jednu z priorit současné hospodářské politiky. K větší pružnosti pracovního trhu má dopomoci připravovaná novela zákoníku práce, nad jejíž konečnou podobou se vedou četné diskuze jak ze strany politiků, tak i odborářů či zaměstnavatelů. Dalším opatřením je Národní program reforem ČR 2008– 2010, který se zaměřuje např. na rozšíření smluvní volnosti či snížení zákonných nemzdových nákladů práce. S ohledem na budoucí přístup do eurozóny by tvůrci hospodářské politiky měli přistupovat k takovým reformním krokům, které by směřovaly k větší sladěnosti a koordinaci hospodářských politik na úrovni kandidátských i členských států HMU. Z hlediska implikací Phillipsovy křivky je dále podstatné se zabývat otázkou s jakou rychlostí a do jaké míry se přizpůsobí růst nominálních mezd poklesu mezd reálných, jež byl způsoben právě akcelerující inflací. Jedná se o problematiku pružnosti mezd, která představuje důležitý vyrovnávací kanál (zvláště po vstupu do HMU) a prostředek k zachování vysoké míry zaměstnanosti. Míra pružnosti mezd závisí zejména na institucionálním prostředí trhu práce. Existuje celá řada faktorů, které tlačí mzdy nad jejich rovnovážnou úroveň a způsobují tak strnulost mezd směrem dolů. Jedná se např.

6 DISKUZE

64

o vliv odborů, kolektivního vyjednávání, neustále se zvyšující minimální mzdu či štědrý sociální systém, který nedostatečně motivuje nezaměstnané k hledání práce Za jeden z nejvýznamnějších faktorů nepružnosti mezd je považována existence odborů, které se v rámci kolektivního vyjednávání podílejí na tvorbě mzdových podmínek. Kolektivní vyjednávání probíhá nejen na podnikové, ale také na odvětvové úrovni, kde se uzavírají kolektivní smlouvy vyššího stupně. V této oblasti Česká republika značně zaostává za některými evropskými státy, ve kterých kolektivní smlouvy vyššího stupně doplňují či zcela nahrazují pracovněprávní legislativu. Tab. 6.1 informuje o pokrytí zaměstnanců kolektivními smlouvami ve vybraných státech. Pokrytí kolektivními smlouvami bylo v České republice v roce 2006 ve výši 51 %, což bylo více než v Polsku a Maďarsku, ale méně než v Německu. V Rakousku je pokrytí zaměstnanců kolektivními smlouvami téměř stoprocentní. Pružnost mezd tak není v ČR omezena kolektivním vyjednáváním více než v ostatních zemích eurozóny. Tab. 6.1: Pokrytí zaměstnanců kolektivními smlouvami v roce 2006 [%] 24

CZE POL HUN GER AUT Celkem 51 27 45 62 98 - zpracovatelský průmysl 56 28 46 63 99 - stavebnictví 49 24 39 98 - obchod 39 16 44 100 - tržní služby 49 33 43 61 94 Zdroj: ČNB, Analýzy stupně ekonomické sladěnosti České republiky s eurozónou 2009 Dalším faktorem způsobujícím nepružnost mezd směrem dolů je institut minimální mzdy. Z pohledu Phillipsovy křivky je zavedení minimální mzdy a její neustálé zvyšování kontraproduktivní, neboť neumožňuje flexibilní fungování vztahu mezi inflací a nezaměstnaností. Odpůrci minimální mzdy proto tvrdí, že přispívá k deformaci trhu práce a zdražuje cenu práce. Tvůrci hospodářské politiky by neměli stanovovat minimální mzdu na vysoké úrovni, jelikož by to mohlo znamenat oslabení poptávky po nekvalifikované pracovní síle a po absolventech škol a tím zvyšovat nezaměstnanost. Podstatnou roli hraje správné nastavení výše minimální mzdy, neboť od této částky se odvíjí výpočty řady sociálních dávek. Správně nastavená minimální mzda pak může sloužit jako účinný nástroj hospodářské politiky pro snižování nezaměstnanosti. Je-li dostatečně velký rozdíl mezi životním minimem a minimální mzdou, tak lidé upřednostní i hůře placené zaměstnání, neboť i při práci za minimální mzdu dosáhnou vyšší životní úrovně než při pobírání sociálních dávek.

24

Pokrytí podnikovými nebo vyššími kolektivními smlouvami v podnicích s 20 a více zaměstnanci.

6 DISKUZE

65

V ČR se od roku 1999 postupně zvyšoval poměr minimální mzdy k průměrné mzdě. Ve většině členských zemích EU se minimální mzda pohybuje ve výši asi 40 % průměrné mzdy. Dle údajů Eurostatu měl tento ukazatel v roce 2009 v České republice hodnotu 33,8 %, na Slovensku 36,5 %, v Polsku 39,7 % a v Maďarsku 38,6 %. Graf 6.4 znázorňuje vývoj minimálních mzdy v zemích V4. Ve východní Evropě byl v posledních letech zaznamenán rychlejší růst minimálních mezd než v Evropě západní, zejména po vstupu do EU v roce 2004. V roce 2009 se nejvíce zvýšila minimální mzda na Slovensku, kde se zavedením eura stoupla o více než 9 %. Tento trend však neplatí pro Českou republiku, kde zůstává minimální mzda beze změny od roku 2007, což je nejdéle ze všech sledovaných zemí. V Německu, Rakousku a Itálii není minimální mzda stanovena zákonem. V posledních letech se diskutovalo o zavedení jednotné minimální mzdy pro všechny členské státy EU. Tato myšlenka, kterou prosazuje např. Belgie, se však setkala s kritickými ohlasy, neboť z důvodu rozdílné úrovně mezd v EU by tento krok mohl podstatně zvýšit pracovní náklady v některých zemích. Její zavedení se proto v nejbližších letech jeví jako nereálné. Graf 6.4: Vývoj minimální mzdy v zemích V4 v letech 1999-2010 [Euro/měsíc]

Zdroj: Eurostat

Druhým analyzovaným modelem byla Phillipsova křivka rozšířená o inflační očekávání. Inflační očekávání bylo dle dosažených výsledků vyhodnoceno jako důležitý prvek ovlivňující skutečnou inflaci, neboť jeho hodnota se prostřednictvím rozhodování ekonomických subjektů prolítá do konečného ekonomického vývoje. Na tvorbu

6 DISKUZE

66

inflačních očekávání má zásadní vliv nezávislost centrálního bankovnictví, neboť nezávislá centrální banka je kredibilnější a lépe ovlivňuje inflační očekávání. Nezávislost centrální banky je tedy základní podmínkou úspěšné realizace měnové politiky, resp. udržitelného neinflačního růstu ekonomiky dané země. Nezávislost je ovlivněna zejména mírou autonomie centrálního bankovnictví na politických strukturách při plnění legislativou stanovených funkcí. Systém fungování národních bank zemí V4 a Evropské centrální banky je založen na německém modelu centrálního bankovnictví. Primárním cílem těchto bankovních soustav je zajištění cenové stability, sekundárním pak podpora trvalého a udržitelného růstu. Za nejvíce nezávislou centrální banku ze zemí V4 lze považovat polskou centrální banku. Tato nezávislost může být daná zejména vědomím vysoké odpovědnosti vůči národním zájmům a vysokým veřejným dozorem nad jednotlivými kroky banky. Specifikum guvernéra a zaručení jeho nezávislosti spočívá v apolitičnosti, nespjatosti s žádnou odborovou organizací a zodpovědností za důstojné vedení centrálního bankovního úřadu. Vysokou nezávislost je možné spatřovat i u maďarské centrální banky, kde je podobně jako v Polsku striktně oddělena politická moc od nezávislého rozhodování o inflačním vývoji. Pro Českou národní banku je rovněž příznačná vysoká míra nezávislosti na politických vlivech, přičemž tato vysoká nezávislost je vyrovnána informační otevřeností vůči veřejnosti, která je o činnosti centrální banky informována pravidelnými čtvrtletními Zprávami o inflaci, záznamy z měnověpolitických jednání bankovní rady ČNB, články a rozhovory pro tisk a tak dále. Vstupem Slovenska do eurozóny došlo k oslabení nástrojů monetární politiky slovenské centrální banky z důvodu tzv. podřízenosti Evropské centrální bance. Nezávislost NBS byla tak výrazně oslabena a řada pravomocí byla delegována na Evropskou centrální banku. Z analýzy vyspělých a transformujících se ekonomik za uplynulých dvacet let je zřejmé, že existují výrazné tendence k vysoké nezávislosti. Tato autonomie centrálního bankovnictví však s sebou může přinášet i velká rizika. Striktním oddělením centrální banky a vlády je částečně znemožněno parlamentu zasahovat do fiskální sféry. Rozpočtová politika je tímto implicitně omezena od nadměrných expanzí, jelikož centrální banka nepřipustí omezování vládních deficitů a dluhů vysokou mírou inflace. Tímto způsobem se ještě více zvýší vliv centrální banky na hospodářský vývoj země a na životní úroveň jeho obyvatel, z níž se zodpovídá parlament a nikoliv centrální bankovnictví. Vysokou nezávislost je tedy vhodné koordinovat ve spolupráci obou těchto subjektů. Nezávislost by tudíž neměla být „nedotknutelnou“ záležitostí a měla by být v limitované míře kontrolovatelná trhem, avšak zcela mimo kontrolu politickou, i přestože bankovní rada není odpovědná dílčím subjektům v dané zemi. Řešením by mohlo být zakotvení politické odpovědnosti centrálních bankéřů za dosažení inflačního cíle (nezávislost nemůže znamenat neodpovědnost vůči veřejnosti a jejím voleným

6 DISKUZE

67

zástupcům v parlamentu a vládě). Příkladem mohou být některé asijské země, kde je stanoveno cílové pásmo ve spolupráci vlády a centrální banky. V případě vychýlení inflace z vyhlášeného cílového pásma musí guvernér vysvětlit, proč k tomu došlo a pokud vysvětlení není přesvědčivé a naznačuje, že chyba vznikla na straně monetární politiky země, může být guvernér centrální banky bezprostředně odvolán.

7 ZÁVĚR

7

68

ZÁVĚR

Důležitým mezníkem ve zkoumání vzájemných vazeb mezi inflací a nezaměstnaností se stal objev Phillipsovy křivky znázorňující substituční vztah mezi sledovanými makroekonomickými veličinami. Uvedený koncept byl již od šedesátých let dvacátého století hojně využíván tvůrci hospodářské politiky, kteří dle této teorie s užitím svých nástrojů uplatňovali možnost volby mezi úrovněmi míry inflace a míry nezaměstnanosti. Původní mzdová Phillipsova křivka prezentovaná A. W. Phillipsem (1958) prošla postupem doby řadou obměn. K těm nejzásadnějším patřilo nahrazení míry mzdové inflace mírou cenové inflace americkými ekonomy P. A. Samuelsonem a R. M. Solowem (1960) či modifikace Phillipsovy křivky založená na přirozené míře nezaměstnanosti a inflačním očekávání. Předmětem této práce bylo posoudit, do jaké míry lze určovat vývoj vztahu inflace a nezaměstnanosti v zemích Visegrádské čtyřky v období od ledna 1998 do

června 2010 pomocí variantně specifikovaných rovnic Phillipsovy křivky. Charakter závislosti dle Phillipsovy křivky byl ověřován pomocí regresních modelů získaných s užitím metody nejmenších čtverců. Existence hledaného inverzního vztahu byla posuzována podle statistické významnosti modelů, včetně průkaznosti jednotlivých parametrů, ale také na základě splnění podmínek ekonomické verifikace modelu. Prvním aplikovaným modelem byla cenově inflační verze Phillipsovy křivky, která popisuje závislost celkové míry inflace pouze na míře nezaměstnanosti. Hodnoty koeficientu determinace R2, které se pohybovaly v rozmezí od 0,0024 do 0,2699, poukázaly na nízkou vypovídající schopnost odhadnutých regresních modelů. Nejvyšší hodnotu spolehlivosti (R2 = 0,2699) ze sledovaných zemí dosáhl model PC pro slovenskou ekonomiku, který však nebyl vhodný z hlediska ekonomické teorie, neboť znaménka parametrů neodpovídala teoretickým předpokladům modelu. Dle výsledků jednotlivých ekonometrických modelů testujících vztah definovaný pomocí uvedeného přístupu k PC byla zamítnuta stanovená hypotéza o existenci jednoduchého inverzního vztahu mezi inflací a nezaměstnaností v zemích V4 ve sledovaném období. V eurozóně reprezentované Německem, Francií, Itálií a Rakouskem nebyly z hlediska dosažených výsledků zaznamenány výrazné odchylky oproti sledovaným zemím V4, spíše naopak. S výjimkou Francie, kde nezaměstnanost v modelu vysvětlovala cca 43 % celkového rozptylu skutečné míry inflace, nevykazovaly ekonometrické modely států eurozóny uspokojivé výsledky, které by vedly k potvrzení platnosti cenově inflační PC ve zkoumaném období. Z uvedených argumentů vyplývá, že daný přístup Phillipsovy křivky založený na jednoduchém inverzním vztahu inflace a nezaměstnanosti není vhodný pro vyjádření dynamického vztahu mezi sledovanými veličinami, a to jak v podmínkách vyspělých tržních ekonomik tak ani v zemích, které

7 ZÁVĚR

69

v minulých dvaceti letech procházely komplikovaným procesem ekonomických a hospodářských změn v souvislosti s přechodem na tržní ekonomiku. Dalším modelem zahrnutým do výzkumu bylo rozšíření Phillipsovy křivky o inflační očekávání. Zařazením uvedené proměnné do modelu bylo dosaženo vyšší úrovně koeficientů determinace u všech zemí Visegrádské čtyřky, dle jejichž hodnot se vypovídající schopnost pohybovala mezi 82-92,5 %. Současně došlo k potvrzení očekávaného pozitivního vlivu inflačního očekávání na vývoj skutečné inflace. I přes viditelné zlepšení však ani tento analyzovaný funkční vztah nelze považovat za vhodný, neboť vysvětlující proměnná nezaměstnanost byla ve většině případech vyhodnocena jako statisticky nevýznamná, tzn. že ve sledovaném období nebyl prokázán vliv nezaměstnanosti na formování skutečné míry inflace. Ve vybraných zemích eurozóny se vypovídající schopnost modelů pohybovala kolem 70 %, byla tedy mírně nižší než v zemích V4. V případě Německa a Itálie navíc modely nebyly v souladu se statistickými a ekonomickými předpoklady. Na tomto místě se již lze vyjádřit k stanovenému dílčímu cíli. Provedená analýza i přes zcela odlišný vývoj inflace a nezaměstnanosti v transformačních zemích V4 a v zemích jádra eurozóny neprokázala platnost Phillipsovy křivky v žádné zkoumané skupině ve sledovaném období, a to jak v případě cenově inflační PC, tak i modelu PC rozšířeného o inflační očekávání. Příčiny neplatnosti uvedených konceptů lze hledat ve značném zjednodušení ekonomické reality i v samotných teoriích formulovaných před několika desetiletími. Na soudobé ekonomické prostředí, které se vyznačuje rostoucí otevřeností a propojeností ekonomik či integrací finančních trhů nelze logicky uplatnit modely, který platily v zcela odlišných podmínkách. Získané výsledky tak dokládají skutečnost, že „tradiční“ modely Phillipsovy křivky při empirickém ověření selhávají. Pro větší přesnost by model musel zahrnovat i další proměnné, např. měnový kurz, jehož vliv je zohledněn např. v modelu Phillipsovy křivky pro otevřenou ekonomiku. Z uvedených důvodů je pozornost ekonomů v současné době zaměřena na rozvíjení komplexnějších modelů založených na reálnějších předpokladech. Jedná se např. o koncept Nové keynesovské Phillipsovy křivky, která patří k nejužívanějším modelům zkoumání dynamiky inflace v moderní makroekonomii. Ve srovnání s předchozími modely je toto pojetí PC založeno na mikroekonomických základech, které vychází z předpokladu monopolistické konkurence a nominálních mzdových rigidit. Nepřímo úměrná závislost míry nezaměstnanosti a míry inflace byla dle analýzy substitučního vývoje reziduálních odchylek zkoumaných proměnných potvrzena pouze v krátkých časových úsecích. V České republice se jedná o období mezi únorem 1998 a zářím 1999 a dále období mezi říjnem 2006 až červnem 2009. Na Slovensku došlo k potvrzení krátkodobé PC v období od srpna 2007 do května 2009 a v Polsku od února 1998 do února roku následujícího. V maďarské ekonomice nebyl substituční vývoj

7 ZÁVĚR

70

inflace a nezaměstnanosti pozorován, lze se tedy domnívat, že trh práce zde nereagoval na růst mezd. Z analyzovaných zemí eurozóny byl zmíněný inverzní vztah prokázán pouze ve Francii, a to v období mezi červencem 2007 až dubnem 2009. Uvedené inverzní vztahy se však po určité době vytrácí a jsou střídány pozitivní korelací mezi veličinami, tzn. současně rostoucí (klesající) inflací a nezaměstnaností. U jednotlivých zemí byly spatřeny i další několikaměsíční časové úseky spojené se zápornou závislostí mezi ukazateli, ty však z důvodu malého rozsahu vstupních dat nebylo možné prostřednictvím regresní analýzy zkoumat. Při pohledu na uvedené výsledky lze konstatovat, že negativní korelovaná závislost mezi proměnnými byla vysledována jen v určitých zemích a v různých

časových intervalech. Z naměřené intenzity pozorovaných vztahů jsou patrny různé strnulosti pracovních trhů. Závěry práce směřují k zjištění, že jednotlivé trhy práce vykazují odlišnou flexibilitu, což by v případě přistoupení do eurozóny a s tím související sdílení jednotné měny mohlo být problematické. Z důvodu předejití tohoto asymetrického fungování by tvůrci hospodářské politiky měli přijímat taková opatření, která povedou k větší koordinaci a sladěnosti na úrovni kandidátských i členských států HMU, zejména v oblasti důchodové politiky, jejímž prostřednictví vláda ovlivňuje ceny výrobních faktorů (především mzdy a zisky). Větší sladěnost hospodářských politik by také pomohla eurozóně rychleji a efektivněji řešit vzniklé ekonomické problémy, jako je např. současná hospodářská krize. Koordinace na úrovni Evropy se tedy jeví jako klíčová pro budoucí vývoj eurozóny.

8 POUŽITÁ LITERATURA

8

71

POUŽITÁ LITERATURA

1. ARTL, J., PLAŠIL, J., HORSKÝ, R.: Nový keynesovský model inflace a jeho empirické ověření. Politická ekonomie, 2005, ročník LIII, číslo 1, s. 81-94. 2. BOROWSKI, J. a kol. Looking forward towards the ERM II central parity: The case of Poland , Economie internationale 2/2005, No 102, p. 9-31. 3. BUCHTOVÁ, B. a kol. Nezaměstnanost: psychologický, ekonomický a sociální problém. 1. vyd. Praha: Grada Publishing, 2002. 236 s. ISBN 80-247-9006-8. 4. CALVO, G. A.: Staggered prices in a utility maximizing framework, Journal of Monetary Economics 12, 1983, s. 383-398. 5. ČERNOHORSKÁ, L., ČERNOHORSKÝ, J. Současné přístupy k predikci míry inflace pomocí Phillipsovy křivky. Scientific Papers of the University of Pardubice, Series D. 2007, s. 17-29. ISSN: 1211-555X. 6. ČNB: Cílování inflace v ČR [online].ČNB, 2007-03-27 [cit. 2010-10-01]. Dostupné z WWW: . 7. ČNB: Analýzy stupně ekonomické sladěnosti České republiky s eurozónou 2009 [online]. [cit. 2010-08-22]. Dostupné z: http://www.cnb.cz/miranda2/export/sites/www.cnb.cz/cs/menova_politika/strategick e_dokumenty/download/analyzy_sladenosti_2009.pdf. 8. DINARDO J., MOORE M. P.:The Phillips curve is back? Using panel data to analyze the relationship between unemployment and inflation in an open economy, National Bureau of Economic Research, 1999. Dostupné na: . 9. DOLIAK, M.; KARMAŽÍN, B. Udržateľnosť inflácie. BIATEC: Odborný bankový časopis [online]. Máj 2008, roč. 16, č. 5. Dostupný z WWW: . ISSN 1335-0900. 10. ĎURČOVÁ, J. Režim inflačného cielenia a konvergenčná stratégia. BIATEC: Odborný bankový časopis [online]. Máj 2008, roč. 16, č. 5. Dostupný z WWW: . ISSN 1335-0900. 11. FISHER, I.: A statistical relation between unemployment and price changes. International Labour Review. Reprinted as "I Discovered the Phillips Curve," Journal of Political Economy, June 1926, 81(2), 496-502. 12. FRIEDMAN, M. Nobel Lecture: Inflation and Unemployment. The Journal of Political Economy. 1977. Vol. 85, No. 3, pp. 451–472. 13. FRIEDMAN, M. The Role of Monetary Policy. American Economic Review. 1968. Vol. 58, pp. 1-17. 14. GALÍ, J., GERTLER, M.: Inflation dynamics: A structural econometric analysis. Journal of Monetary Economics, 1999, Vol. 44, No. 2, p. 195-222. 15. GORDON, R. J. The Time-Varying NAIRU and its Implications for Economic Policy. The Journal of Economic Perspectives, Vol. 11, No. 1. (Winter, 1997), pp. 11-32. 16. HINDLS, R., HOLMAN, R., HRONOVÁ, S. a kol. Ekonomický slovník, 1. vyd., Praha, C.H.Beck, 2003, 519 stran, ISBN 80-71798-19-3. 17. HLAVATÁ, I. Inflácia a protiinflačná politika. BIATEC: Odborný bankový časopis, Bratislava: Národná banka Slovenska, June 1995, Vol. 3, pp. 15-23, ISSN 13350900.


72

18. HOLMAN, R. Edmund Phelps obdržel Nobelovu cenu za ekonomii. CEP: Newsletter [online]. Prosinec 2006, č. 12. Dostupný z WWW: http://cepin.cz/docs/newslettery/2006-12.pdf. 19. HOLMAN, R. Ekonomie. 4. vyd. Praha: C.H. Beck, 2005. 709 s. Beckovy ekonomické učebnice. ISBN 80-7179-891-6. 20. HOLMAN, R. Transformace české ekonomiky v komparaci s dalšími zeměmi střední a východní Evropy. Praha: CEP, 2000. ISBN 80-902795-6-2. 21. HORSKÁ, H.: Cílování inflace v Maďarsku, Finance a úvěr [online] 2002. Vol. 52, No. 11, p. 628-629. Dostupné na: http://journal.fsv.cuni.cz/storage/799_628_629.pdf. 22. HUŠEK, R., MORAVCOVÁ, J. Phillipsovy křivky a transformující se česká ekonomika. Statistika, 2001, č. 8-9. 23. HUŠEK, R., PELIKÁN, J. Aplikovaná ekonometrie: teorie a praxe. 1. vyd. Praha: Professional Publishing, 2003. 263 s. ISBN 80-86419-29-0. 24. JACKSON, J. E., KLICH, J., POZNAŃSKA, K.: The Political Economy of Poland´s Transition. 1. vyd. New York: Cambridge University Press, 2005. 278 s. ISBN 0-521-83895-9. 25. JAŠOVÁ, E. Existuje trade off mezi inflací a nezaměstnaností v podmínkách České republiky? [online] NF VŠE. Dostupné na: http://nf.vse.cz/workshop_admin/files/1238758308-2-2-0844a.pdf 26. KÁRÁSZ, P. Vplyv globálnej ekonomickej krízy na vývoj hospodárstva Slovenska so zreteľom na trh práce [online]. Bratislava, október 2009. Dostupné na: http://www.euractiv.sk/fileadmin/images/Microsoft_Word_-_PK__studia2.pdf 27. KLÍMA, J., LACINA, L., VAŘEJKA, D. Application of short term Phillips curve for the transformation process of the Czech economy. Acta univ. agric. et silvic. Mendel. Brun., 2002, L, No. 2, pp. 15-26. 28. KLÍMEK, P. Phillipsova křivka v ČR. Informační Bulletin České statistické společnosti. červenec 2007, roč. 18, č. 1, s. 12-23. Dostupný také z WWW: . ISSN 1210-8022. 29. KORDA, J. Komparace nového konsensu jako teoretického rámce cílování inflace s postkeynesovskou ekonomií. Politická ekonomie. 2010, no. 1, pp. 92-104. 30. KRIESLER, P.; LAVOIE, M. The New View on Monetary Policy: The New Consensus And Its Post-Keynesian Critique. Working Paper No. 05-01 [online]. Ottawa: ROBINSON, February 2005. Dostupné na: http://aix1.uottawa.ca/~robinson/english/wp/2005/dal-rope.pdf. 31. KUCZYŃSKI, G. STRZALA, K. Krzywa Phillipsa w Polsce w okresie transformacji - mit czy fakt. Uniwersytet Gdański, material powielony, 2001. 32. LUCAS, R. E. Some international Evidence on Output-Inflation Tradeoffs. The American Economic Review, June 1973, Vol. 63, Issue 3, p. 326-334. 33. LUCAS, R. E., RAPPING, L. A.: Real Wages, Employment and Inflation. Journal of Political Economy, 1969, Vol. 77, p. 721-754. 34. MANKIW, G. N. The Inexorable and Mysterious Tradeoff between Inflation and Unemployment, Economic Journal, Royal Economic Society, 2001, Vol. 111, No. 471, p. 45-61. 35. MANKIW, N. G. Zásady ekonomie. 1. vyd. Praha: Grada, 1999. 763 s. ISBN 807169-891-1. 36. MUTH, J. F. Rational Expectations and the Theory of Price Movements. Econometrica, 1961, Vol. 29, No. 3, p. 315-335. 37. NBP: Medium-Term Strategy of Monetary Policy (1999-2003). Monetary Policy Council, Warsaw, September 1998.


73

38. NBS: Menový program NBS do roku 2008 [online]. Bratislava: Národná banka Slovenska, 2004 [cit. 2010-10-10]. Dostupné z WWW: . 39. NBS: Správa o menovom vývoji v SR za rok 2008 [online]. Bratislava: Národná banka Slovenska, 2008 [cit. 2010-10-10]. Dostupné z WWW: . 40. PAUKOVIČ, V. Problém nezamestnanosti – vybrané mikrosociologické a mikrosociologické kontexty. Sociálne a politické analýzy. 2007. roč. 1, č. 1, s. 73–101. ISSN: 1337 5555 41. PHELPS, E. Money - Wage Dynamics and Labour - Market Equilibrium. Journal of Political Economy, July/August 1968. 42. PHILLIPS, A. W. The Relationship between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom 1861 – 1957, Economica, 1958, New Series, Vol. 25, No. 100, p. 283 – 299. 43. POŠTA, V. NAIRU a přirozená míra nezaměstnanosti - teoretický pohled. Ministerstvo financí ČR : Výzkumná studie [online]. 1/2008. Dostupný z WWW: . 44. SAMUELSON, P. A., SOLOW, R. M. Analytical Aspects of Anti-inflationary Policy, The American Economic Review, 1960, Vol. 50, No. 2, p. 177 – 194. 45. SEKHON, J. S. Estimation of the Nonaccelerating Inflation Rate of Unemployment. Harvard university, 1999. 46. SINGER, M., LOUŽEK, M. a kol. Inflace: krátkodobý výkyv, nebo střednědobá hrozba?: sborník textů. 1. vyd. Praha: CEP - Centrum pro ekonomiku a politiku, 2008. 111 s. ISBN 978-80-86547-04-6. 47. SOCHA, J., WOJCIECHOWSKI, W. Koncepcja NAIRU, dezinflacja a druga fala bezrobocia w Polsce. Seminar at the National Bank of Poland, April 2003. 48. SOJKA, M. Monetární politika Evropské centrální banky a její teoretická východiska pohledem postkeynesovské ekonomie. Politická ekonomie. 2010. Vol. 58, No. 1, p. 3-19. 49. SOJKA, M., KOUBA, L. Kapitoly z dějin ekonomických teorií. 1. vyd. Brno: Mendelova zemědělská a lesnická univerzita v Brně, 2006. 152 s. ISBN 978-807157-935-9. 50. SOJKA, M., MLČOCH, L., MACHONIN, P. Ekonomické a společenské změny v české společnosti po roce 1989: /alternativní pohled/. 1. vyd. Praha: Karolinum, 2000. 273 s. ISBN 80-246-0119-2. 51. SLANÝ, A. a kol. Faktory konkurenceschopnosti (Komparace zemí V-4). Vyd. 1. Brno: Masarykova univerzita, 2007. 277 s. CVKS. ISBN 978-80-210-4455-5. 52. ŠTEKER, K. Phillipsova křivka a její vypovídací schopnost v podmínkách české ekonomiky v letech 1993-2005. [online]. 2006. Dostupné z: web.fame.utb.cz/en/docs/Steker.pdf?PHPSESSID=7eb00e4305baad7a4856e2309ce 0eeb1. 53. TAYLOR, J. B.: Aggregate Dynamics and Staggered Contracts, Journal of Political Economy, 1980, Vol. 88, No. 1, p. 1-23. 54. TÍMEA, S. The theory of inflation, the Phillips curve phenomenon with particular reference to Hungary [online]. Budapest Gazdasági Föiskola, 2005, Budapest. Dostupné na: http://elib.kkf.hu/edip/D_11527.pdf 55. TOBIN, J. Stabilization Policy Ten Years After. Brookings Papers on Economic Activity. 1980, č. 1, s. 19-71.


74

56. TOMŠÍK, V.: Komparace makroekonomického vývoje transformačních ekonomik – České republiky, Maďarska a Polska s důrazem na vývoj zahraničního obchodu a platebních bilancí, Praha, Sociologický ústav AV ČR, 1997, 61 stran, ISBN 8085950-39-1. 57. TOMŠÍK, V. a kol. Makroekonomický vývoj Polska: Dlouho očekávané oživení a role měnové politiky NBP. Ekonomické zprávy, Praha, Newton Holding, a. s., říjen 2003. 58. ŽÍDEK, L. Transformace české ekonomiky: 1989-2004. 1. vyd. V Praze: C.H. Beck, 2006. 304 s. Beckova edice ekonomie. ISBN 80-7179-922-X.

9 SEZNAMY

9

75

SEZNAMY

Seznam grafů Graf 3.1: Phillipsova křivka pro Velkou Británii v letech 1861-1913.........................15 Graf 3.2: Phillipsova křivka pro Velkou Británii v letech 1948-1957.........................15 Graf 3.3: Modifikovaná Phillipsova křivka pro USA..................................................16 Graf 3.4: Phillipsova křivka v USA v letech 1961-1981.............................................17 Graf 3.5: Krátkodobá a dlouhodobá Phillipsova křivka ..............................................19 Graf 3.6: Vývoj NAIRU v zemích Visegrádské čtyřky...............................................21 Graf 3.7: Jevová Phillipsova křivka.............................................................................22 Graf 3.8: Postkeynesovská Phillipsova křivka ............................................................25 Graf 4.1: Výsledný model Phillipsovy křivky v ČR v letech 1997-2006....................26 Graf 4.2: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti ..........................................28 Graf 4.3: Krátkodobá Phillipsova křivka podle CPI....................................................29 Graf 4.4: Krátkodobá Phillipsova křivka podle míry čisté inflace ..............................29 Graf 4.5: Vztah mezi inflací a nezaměstnaností na Slovensku (1994-2008)...............31 Graf 4.6: Vztah inflace a nezaměstnanosti v Polsku (2.čtvrtletí1992-4.čtvrtletí2002)31 Graf 4.7: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Polsku v letech 1991-2000 ...................32 Graf 4.8: Vztah mezi inflací a nezaměstnaností v Maďarsku (1993-2003)................33 Graf 5.1: Inflační cíle ČNB..........................................................................................36 Graf 5.2: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v ČR v letech 1998–2009 ........................37 Graf 5.3: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (únor 1998 – říjen 1999)..38 Graf 5.4: Reziduální složky časových řad inflace a nezaměstnanosti .........................39 Graf 5.5: Krátkodobá PC pro Českou republiku (únor 1998 – září 1999)...................39 Graf 5.6: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (říjen 2006 –červen 2009)40 Graf 5.7: Krátkodobá PC pro Českou republiku (říjen 2006 – červen 2009) ..............40 Graf 5.8: Vývoj inflace a nezaměstnanosti na Slovensku v letech 1998–2009 ...........45 Graf 5.9: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (srpen 2007–květen 2009)46 Graf 5.10: Reziduální složky časových řad inflace a nezaměstnanosti .......................46 Graf 5.11: Krátkodobá PC pro Slovensko (srpen 2007 – květen 2009) ......................47 Graf 5.12: Růst spotřebitelských cen (meziročně v %) a úspěšnost cílování inflace ..49 Graf 5.13: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Polsku v letech 1998–2009 ................50 Graf 5.14: Substituce míry inflace a míry nezaměstnanosti (únor 1998 – únor 1999)51 Graf 5.15: Reziduální složky časových řad inflace a nezaměstnanosti .......................51 Graf 5.16: Krátkodobá PC pro Polsko (únor 1998 – únor 1999).................................52 Graf 5.17: Odhad přirozené míry nezaměstnanosti v zemích V4 (logaritm. trend) ....54 Graf 5.18: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Maďarsku v letech 1998–2009...........55 Graf 5.19: Krátkodobá PC pro Francii (červenec 2007 – duben 2009).......................58 Graf 5.20: Cenově inflační PC pro eurozónu (leden 1998 – červen 2010) .................59 Graf 6.1: Vývoj inflace a nezaměstnanosti v Německu (leden 1998 – červen 2010)..61 Graf 6.2: Vývoj inflace v zemích V4 a Německu (leden 1998 – červen 2010)...........62 Graf 6.3: Vývoj nezaměstnanosti v zemích V4 a Německu (leden1998–červen2010)62 Graf 6.4: Vývoj minimální mzdy v zemích V4 v letech 1999-2010 [Euro/měsíc] ....65

9 SEZNAMY

76

Seznam tabulek Tab. 4.1: Predikce míry inflace v roce 2006 [%].........................................................27 Tab. 5.1: Výsledky regresní analýzy pro cenově inflační PC......................................58 Tab. 5.2: Výsledky regresní analýzy pro rozšířený model PC ....................................59 Tab. 6.1: Pokrytí zaměstnanců kolektivními smlouvami v roce 2006 [%]..................64

Seznam použitých zkratek ARIMA ARMAX ARX AUT CPI ČNB ČSÚ CZE DPH ECB EU EUR ERM II GER HDP HICP HMU HUN MNČ NAIRU NKPC NBP NBS OECD PC POL SVK SR USA V4

Autoregresní integrovaný proces klouzavých průměrů (Autoregressive integrated moving average) Autoregresní model s klouzavým průměrem a s exogenními vstupy (Autoregressive moving average with exogenous input) Autoregresní model s exogenními vstupy (Autoregressive model with exogenous input) Rakousko Index spotřebitelských cen (Consumer price index) Česká národní banka Český statistický úřad Česká republika Daň z přidané hodnoty Evropská centrální banka Evropská unie Eurozóna Evropský mechanismus měnových kurzů Německo Hrubý domácí produkt Harmonizovaný index spotřebitelských cen (Harmonized Index of Consumer Prices) Hospodářská a měnová unie Maďarsko Metoda nejmenších čtverců Non-Accelerating Inflation Rate of Unemployment Nová Keynesovská Phillipsova křivka Národní banka Polska Národní banka Slovenska Organizace pro hospodářskou spolupráci a rozvoj (Organisation for Economic Co-operation and Development) Phillipsova křivka Polsko Slovensko Slovenská republika Spojené státy americké Visegrádská čtyřka

Ověření platnosti Phillipsovy křivky v zemích Visegrádské čtyřky v období transformace

Recommend Documents