Problematika rovnovážného reálného měnového kurzu v České a Slovenské republice

Mendelova univerzita v Brně Provozně ekonomická fakulta

Problematika rovnovážného reálného měnového kurzu v České a Slovenské republice Diplomová práce

Vedoucí práce:

Vypracovala:

Ing. Luboš Střelec, Ph.D.

Bc. Jana Hrubá

Brno 2014

Zadání diplomové práce

Poděkování Děkuji panu Ing. Luboši Střelcovi, Ph.D. za vstřícný přístup a odborné vedení při vypracování této diplomové práce. Poděkování patří také Ing. Kláře Plecité za její cenné rady a odborné náměty při zpracování diplomové práce. Zároveň děkuji své rodině za podporu a pochopení.

Čestné prohlášení Prohlašuji, že jsem diplomovou práci na téma "Problematika rovnovážného reálného měnového kurzu v České a Slovenské republice" vypracovala samostatně pod vedením Ing. Luboše Střelce, Ph.D. a veškeré použité prameny a informace uvádím v seznamu použité literatury. Souhlasím, aby moje práce byla zveřejněna v souladu s § 47b zákona č. 111/1998 Sb., o vysokých školách ve znění pozdějších předpisů a v souladu s platnou Směrnicí o zveřejňování vysokoškolských závěrečných prací. Jsem si vědoma, že se na moji práci vztahuje zákon č. 121/2000 Sb., autorský zákon, a že Mendelova univerzita v Brně má právo na uzavření licenční smlouvy a užití této práce jako školního díla podle § 60 odst. 1 autorského zákona. Dále se zavazuji, že před sepsáním licenční smlouvy o využití díla jinou osobou (subjektem) si vyžádám písemné stanovisko univerzity, že předmětná licenční smlouva není v rozporu s oprávněnými zájmy univerzity, a zavazuji se uhradit případný příspěvek na úhradu nákladů spojených se vznikem díla, a to až do jejich skutečné výše. V Brně dne 19. června 2014

Bc. Jana Hrubá

Abstract HRUBÁ, J., The problem of the equilibrium real exchange rate in the Czech and Slovak Republic. Diploma thesis. Brno: Mendel University in Brno, 2014. The presented diploma thesis deals with theory of equilibrium exchange rate. The aim of this work is to estimate the real equilibrium exchange rate for the Czech and Slovak Republic, using behavioral equilibrium exchange rate and permanent equilibrium exchange rate. The research is focused time series of macroeconomic variables in the period from 2000:Q1 to 2013:Q4. In conclusion, there is a comparison of the estimated equilibrium exchange rates with the real effective exchange rates. Keywords equilibrium exchange rate, BEER, PEER, Czech Republic, Slovak Republic

Abstrakt HRUBÁ, J., Problematika rovnovážného reálného měnového kurzu v České a Slovenské republice. Diplomová práce. Brno: Mendelova univerzita v Brně, 2014. Tato předložená diplomová práce se zabývá teorií rovnovážného měnového kurzu. Cílem této práce je odhadnout reálné rovnovážné měnové kurzy pro Českou a Slovenskou republiku s využitím přístupů behaviorálního rovnovážného měnového kurzu a permanentního rovnovážného měnového kurzu. Předmětem zkoumání jsou časové řady vybraných makroekonomických proměnných ve sledovaném období od 2000:Q1 do 2013:Q4. V závěru práce je uvedeno porovnání odhadnutých rovnovážných směnných kurzů se skutečnými reálnými efektivními měnovými kurzy. Klíčová slova rovnovážný měnový kurz, BEER, PEER, Česká republika, Slovenská republika

Obsah

6

Obsah 1

Úvod a cíl práce 1.1

2

3

4

8

Cíl práce .................................................................................................... 9

Rovnovážný měnový kurz

10

2.1

Reálný měnový kurz ................................................................................ 11

2.2

Efektivní měnový kurz.............................................................................14

2.3

Rovnovážný reálný měnový kurz............................................................. 17

2.4

Modely rovnovážného reálného kurzu ....................................................19

2.4.1

Parita kupní síly (PPP).....................................................................21

2.4.2

Behaviorální rovnovážný měnový kurz (BEER)............................. 22

2.4.3

Permanentí rovnovážný měnový kurz (PEER)............................... 24

2.4.4

Fundamentální rovnovážný měnový kurz (FEER)......................... 25

2.4.5

Přirozený reálný měnový kurz (NATREX) ..................................... 26

2.4.6

Další modely.................................................................................... 26

2.4.7

Literární přehled ............................................................................. 27

Materiál a metodika

31

3.1

Materiál................................................................................................... 32

3.2

Metodika ................................................................................................. 33

3.2.1

Makroekonomické veličiny ............................................................. 33

3.2.2

Popis modelu....................................................................................37

3.2.3

Ekonometrické testování .................................................................37

Vlastní práce

41

4.1

Ekonometrické proměnné .......................................................................41

4.2

Stacionarita časových řad ....................................................................... 43

4.3

Výběr modelu.......................................................................................... 45

4.4

Kointegrace ............................................................................................. 47

4.4.1 4.5

VECM .............................................................................................. 48

Odhad modelu BEER.............................................................................. 49

Obsah

7

4.6

Odhad modelu PEER.............................................................................. 54

5

Diskuze

58

6

Závěr

61

7

Bibliografické citace

63

Seznam obrázků

68

Seznam tabulek

69

Seznam zkratek

70

Úvod a cíl práce

8

1 Úvod a cíl práce Přechod k volně plovoucím měnovým kurzům měl měnám zabránit od přílišného odchýlení od jejich reálné hodnoty. Také vyrovnávání nerovnováh mělo být ve volně plovoucím režimu snadnější. Ve skutečnosti však byla volatilita na měnových trzích daleko vyšší, a proto se do centra pozornosti dostal koncept rovnovážného měnového kurzu. V dnešní době je tento koncept nejčastěji zmiňován v souvislosti s přechodem zemí k jednotné měně. To totiž znamená neodvolatelné zafixování nominálního měnového kurzu, avšak reálný měnový kurz se může stále měnit v reakci na reálné výkyvy ekonomiky. Vstup do měnové unie s nadhodnocenou měnou může vést ke snížení cenové konkurenceschopnosti domácích výrobců. Toto snížení se může projevit poklesem jejich produkce jak na domácím, tak zahraničním trhu a nahrazováním zahraniční produkcí. To vede ke zhoršení salda zahraničního obchodu s negativním dopadem na ekonomický růst a zaměstnanost. Naopak vstup s podhodnocenou měnou může způsobit zvýšení konkurenceschopnosti, přehřátí ekonomiky a růst inflace. Výrazné a déletrvající odchylky od rovnovážných hodnot mohou mít negativní účinky na reálnou ekonomiku. Důsledky se mohou projevit např. nadměrným růstem zadluženosti ekonomik, krizemi finančního i podnikového sektoru a neuspokojivým vývojem platební bilance. Odhady rovnovážného měnového kurzu jsou důležité pro centrální banku např. k identifikaci odchylky rovnovážného kurzu od současného kurzu, a tedy k rozpoznání bubliny měnového kurzu, dále k predikci měnového kurzu, k vyhodnocení cenové konkurenceschopnosti ekonomiky, k určení centrální parity a konverzního poměru. Problematika rovnovážného měnového kurzu není sjednocena. Existují různé pohledy, a tedy i různé přístupy, které se liší definicí zkoumaného kurzu, rovnovážného stavu a časového horizontu, ve kterém se má dosahovat rovnováha. Také se liší metody použité na identifikování vazeb mezi makroekonomickými veličinami a měnovým kurzem. Česká a Slovenská republika se dne 1. května 2004 staly novými členy Evropské unie. V přístupových smlouvách se zavázaly k přijetí jednotné evropské měny. S tím je spojen problém stanovení centrální parity (před vstupem do ERM II), a poté stanovení konverzního poměru (před vstupem do eurozóny). Zafixovat měnový kurz je potřeba na takové úrovni, která nebude vyvolávat nerovnováhy v ekonomice a s nimi spojenou nedůvěru účastníků mezinárodního devizového trhu. Tedy nejlépe na úrovni rovnovážného měnového kurzu. Slovenská republika již do ERM II vstoupila dne 28. listopadu 2005 a od 1. ledna 2009 se stala členem eurozóny. Můžeme tedy vidět, jaký vliv na ekonomiku mělo přijetí společné evropské měny. Česká republika zatím není ani členem ERM II, tudíž stanovení rovnovážného měnového kurzu bude důležité.

Úvod a cíl práce

9

Pomineme-li úvod, cíl a bibliografické citace, je předložená diplomová práce rozdělena do pěti hlavních částí. Obsahem první části je krátký úvod do problematiky rovnovážného měnového kurzu. Vysvětleny jsou pojmy jako reálný měnový kurz, efektivní měnový kurz a rovnovážný měnový kurz. Dále jsou zde blíže popsány modely rovnovážných měnových kurzů a v literárním přehledu je zmapován současný stav výzkumu ve sledované oblasti. Druhá část s názvem Materiál a metodika obsahuje popis zkoumaných dat, metodologii jejich vzniku a kvantitativní metody jejich zpracování. Ve třetí části jsou uvedeny výsledky vlastního testování. Nejprve je testována stacionarita časových řad, poté jsou nestacionární časové řady podrobeny testem kointegrace a následně vytvořen vektorový model korekce chyby. V závěru této části jsou uvedeny odhady modelů BEER a PEER a zhodnoceny rozdíly odhadnutých rovnovážných a skutečných reálných měnových kurzů. Čtvrtou částí je diskuse, ve které je uvedeno srovnání předkládané práce s již dříve publikovanými vědeckými studiemi a články. V poslední části jsou shrnuty nejdůležitější výsledky práce a vyhodnoceno splnění v práci stanovených cílů.

1.1

Cíl práce

Cílem této diplomové práce je odhadnout rovnovážné reálné měnové kurzy pro Českou republiku a pro Slovenskou republiku s využitím přístupů behaviorálního reálného měnového kurzu (BEER) a permanentního reálného měnového kurzu (PEER). Dílčím cílem je zhodnocení rozdílu odhadnutých rovnovážných a skutečných reálných měnových kurzů v České a Slovenské republice. K dosažení cílů práce bude využito pokročilých metod regresní analýzy, zejména kointegrační analýzy a modelu korekce chyby. V práci budou podrobně popsána zkoumaná data a metodologie jejich vzniku. V závěru práce bude na základě výsledků zhodnocen rozdíl odhadnutých rovnovážných reálných měnových kurzů od skutečných reálných efektivních měnových kurzů v daných zemích.


10

2 Rovnovážný měnový kurz Měnový kurz je cena zahraniční měnové jednotky vyjádřená v domácích měnových jednotkách. (Neumann a kol., 2010) Nebo také určitý "přepočítací koeficient" jedné měny vůči jiné měně. Vzniká na devizovém trhu. Obvykle se uvádí na tři až čtyři desetinná místa. Udává se buď v tzv. přímé kotaci, nebo nepřímé kotaci. (Šoba a kol., 2013) • Přímá kotace udává počet jednotek domácí měny za jednotku zahraniční měny. Tedy kolik potřebujeme jednotek domácí měny, abychom si mohli koupit jednu jednotku cizí měny. Z pohledu České republiky (ČR) to je např. 27,445 CZK/EUR. Přímá kotace se vyskytuje ve většině případů. • Nepřímá kotace vyjadřuje počet jednotek cizí měny za jednotku domácí měny. Informuje nás o tom, kolik jednotek cizí měny potřebujeme na nákup jedné jednotky domácí měny. Opět z pohledu ČR je to např. 0,036 EUR/CZK. Nepřímá kotace je převrácenou hodnotou přímé kotace. (Šoba a kol., 2013) Výše popsaný měnový kurz je označován jako nominální a značí se písmenem E, někdy také S. Pokles tohoto kurzu (vyjádřený v přímé kotaci) znamená nominální posílení (zhodnocení, apreciace) měny, avšak v režimu pevného kurzu mluvíme o revalvaci. Růst veličiny označujeme jako nominální oslabení (znehodnocení, depreciace) měny, v režimu pevného kurzu je to devalvace. (ČNB, 2014b) Dle Neumanna a kol. (2010) patří měnový kurz spolu s úrokovou mírou mezi nejdůležitější ceny v ekonomice. Přímo ovlivňují všechny ostatní ceny a mají tedy významný vliv na vývoj cenové hladiny jako celku. Posilování domácí měny zlevňuje dovozy a působí tak protiinflačně. Oslabování domácí měny naopak dovozy zdražuje a působí proinflačně. Měnový kurz také zabezpečuje ekonomické propojení domácí ekonomiky se světem, protože umožňuje porovnávat domácí ekonomické veličiny (ceny, mzdy, výnosy) se zahraničními. Ekonomické subjekty tak mohou snadno zjistit, zda se jim např. vyplatí nakoupit dané zboží doma nebo v zahraničí, a tím racionalizovat své ekonomické aktivity. (Neumann a kol., 2010) Kurz v přímé kotaci je "sledovanou veličinou" v případě posuzování Maastrichtského kritéria stability směnného kurzu. (Bruncková, Machlica, 2008) Pokud tento nominální měnový kurz upravíme o vliv cenových hladin příslušných ekonomik, dostaneme reálný měnový kurz. Blíže jej popíšeme v podkapitole 2.1. Dále se můžeme setkat s efektivními měnovými kurzy, které jsou blíže vysvětleny v podkapitole 2.2. Rovnovážný reálný měnový kurz je popsán v podkapitole 2.3 a různé modely výpočtu rovnovážného reálného kurzu jsou uvedeny v podkapitole 2.4.


11

2.1 Reálný měnový kurz Reálný měnový kurz může být definován dvěma různými způsoby. A to jako interní reálný měnový kurz a externí reálný měnový kurz. První, tedy interní, se týká poměru cen neobchodního zboží k cenám obchodního zboží. Můžeme ho vyjádřit jako (Égert, 2004): Q int ernal =

P NT PT

(1)

kde: Qinternal = interní reálný měnový kurz, PNT = cenová hladina v neobchodním sektoru, PT = cenová hladina v obchodním sektoru. Tato definice je vhodná pro malé, otevřené rozvojové země, jejichž obchod tvoří převážně komodity. Vnitřní reálný kurz nezahrnuje nominální měnový kurz, protože se předpokládá, že ten je buď fixní nebo řízen komoditními cenami na světových trzích. (Égert, 2004) Mnohem důležitější je druhá definice reálného měnového kurzu, tzn. externí reálný měnový kurz, který se častěji nazývá pouze reálný měnový kurz. Ve světové literatuře se označuje písmenem Q, zatímco v české literatuře můžeme narazit na označení R. V této diplomové práci bude použito označení Q. Reálný kurz je podíl zahraniční a domácí cenové hladiny převedený na stejnou měrnou jednotku, tj. jednotku domácí měny. Vypočítá se následovně (Égert, 2004): Q=

E × P* P

(2)

kde: Q = reálný měnový kurz, E = nominální měnový kurz v přímé kotaci, P* = zahraniční cenová hladina, P = domácí cenová hladina. Takto vypočtený reálný měnový kurz je bezrozměrné číslo. Výpočet větší než jedna značí, že domácí cenová hladina je nižší než zahraniční a vnitřní kupní síla domácí měny je tedy vyšší než vnější. (Neumann a kol., 2010) Pokles takto definovaného reálného kurzu se označuje jako reálná apreciace (zhodnocení) měny, naopak růst jako reálná depreciace (znehodnocení).


12

Česká národní banka (ČNB) definuje Q jako podíl domácí cenové hladiny a cenové hladiny v zahraničí. Zahraniční cenová hladina je opět převedena na jednotky domácí měny přes stávající nominální měnový kurz. Matematicky pro výpočet Q slouží následující vzorec: Q=

P E × P*

(3)

Jednotlivé proměnné mají stejný význam, jako v předcházejícím vzorci. Kurz podle tohoto výpočtu říká, kolikrát více zboží a služeb lze za danou částku koupit v zahraničí (po směnění za danou cizí měnu) než na domácím trhu. Nárůst Q znamená apreciaci reálného kurzu, pokles naopak jeho oslabení. (ČNB, 2014b) Reálný kurz narozdíl od nominálního kurzu je vždy "plovoucí", protože i v režimu pevného nominálního kurzu může docházet k pohybu reálného kurzu přes cenové hladiny. (ČNB, 2014b) V následujícím textu již bude použit reálný kurz definovaný v rovnici (2). Hodnoty veličin v rovnici (2) a (3) jsou pozorovatelné, reálný kurz tedy zkonstruujeme relativně lehce. Závisí ovšem na tom, jaký cenový index použijeme. Když použijeme index spotřebitelských cen (CPI), reálný měnový kurz bude zachycovat koupěschopnost obyvatelstva. Při použití indexu cen průmyslových výrobců (PPI), Q bude vyjadřovat konkurenceschopnost domácích producentů. Jako ukazatel cenové hladiny můžeme vzít i jednotkové náklady práce (ULC), reálný měnový kurz bude potom zachycovat konkurenceschopnost pracovní síly. (Bruncková, Machlica, 2008) Z hlediska významnosti se většinou přikládá největší důraz na Q modelovaný pomocí indexu cen průmyslové výroby, jelikož nepodléhá výkyvům cen zapříčiněným administrativními rozhodnutími (změny nepřímých daní nebo regulovaných cen) a relativně vyšší volatilitě cen zemědělských výrobků, surovin a energií. (Gylánik, 2012) Použití různých definic cenového indexu s příslušnou formulací vztahu je uvedeno v Tab. 1. Tab. 1

Hlavní alternativní způsoby výpočtu reálného kurzu

Výpočet reálného kurzu na bázi: Relativní ceny obchodovatelného (PT) a neobchodovatelného (PNT) zboží Relativní ceny importního (PM) a exportního (PX) zboží Cen zpracovatelského průmyslu (PPI) Cenového deflátoru GDP (Pdef.GDP) Indexu spotřebitelských cen (PCPI) Indexu cen výrobců (PPPI) Reálných jednotkových nákladů práce (PRULC) Poznámka: * značí zahraničí Zdroj: Čihák, 1999

Formulace vztahu Q=E(PT*/PNT) Q=E(PM*/PX) Q=E(PPI*/PPI) Q=E(Pdef.GDP*/Pdef.GDP) Q=E(PCPI*/PCPI) Q=E(PPPI*/PPPI) Q=E(PRULC*/PRULC)


13

Pokud bychom chtěli reálný kurz vyjádřit v logaritmickém tvaru, pak je tento kurz dán vztahem (Frait, Komárek, 1999): q = e + p* − p

(4)

Malá písmena značí přirozené logaritmy, tj. q=lnQ, e=lnE, p*=lnP*, p=lnP. Cenová hladina může být rozdělena na ceny obchodovatelného a neobchodovatelného zboží, což můžeme napsat následovně (Égert, 2004): p = α ⋅ p T + (1 − α ) p NT

(5)

kde: α = podíl obchodního zboží ve spotřebitelském koši, (1-α) = podíl neobchodního zboží. Obchodovatelné statky jsou svojí povahou předmětem mezinárodního obchodu, zatímco neobchodovatelné statky jsou spotřebovávány pouze v místě jejich produkce. (Mičúch, 2009) Dosazením rovnice (5) do rovnice (4) a po úpravě dostaneme (Égert, 2004):

(

(

) (

)(

q = e + p T * − p T − (1 − α ) p NT − p T − 1 − α * p NT * − p T *

))

(6)

Tuto rovnici a tedy i reálný měnový kurz lze rozdělit na tři části: • nominální měnový kurz (e), • podíl zahraničních a domácích obchodovatelných cen (pT* - pT), • podíl domácí na zahraniční relativní ceně neobchodovatelného zboží (1-α)(pNT-pT)-(1- α*)(pNT*-pT*). Reálný měnový kurz je považován za klíčový indikátor vývoje externí konkurenceschopnosti ekonomiky. Reálné zhodnocení měny je často vykládáno jako ztráta cenové konkurenceschopnosti. Vztah mezi reálným kurzem a konkurenceschopností ovšem není jednoznačný a jednostranný. Reálné zhodnocování může znamenat pokles konkurenceschopnosti, a to v případě kdy se reálný kurz stává nadhodnoceným vzhledem k rovnovážnému reálnému kurzu. Naopak reálné zhodnocení může odrážet rostoucí konkurenceschopnost způsobenou např. růstem produktivity. Změny reálného kurzu bychom tedy měli studovat z hlediska vývoje fundamentálních determinant, a teprve poté můžeme říci, zda je reálné zhodnocování příčinou klesající konkurenceschopnosti nebo naopak důsledkem rostoucí konkurenceschopnosti. (Frait, Komárek, 1999)


14

Reálný měnový kurz je také velmi důležitý faktor k dosažení vnitřní a vnější makroekonomické rovnováhy, a to hlavně v malých otevřených ekonomikách. Důležitou roli hraje také při vstupu země do oblasti s jednotnou měnou. Pokud země vstoupí např. do Eurozóny s nadhodnoceným kurzem, může ohrozit svoji konkurenceschopnost, což může vést ke snížení vývozu s negativním dopadem na hospodářský růst. Naopak vstup s podhodnocenou měnou může posílit konkurenceschopnost a vést k přehřátí ekonomiky. Trvalé vychýlení reálného měnového kurzu od rovnovážné úrovně může vést k makroekonomické nerovnováze a špatné alokaci zdrojů. Odstranění těchto nerovnováh může být bolestivý proces (zejména v kontextu eurozóny, která se skládá ze souboru suverénních zemí s plně synchronizovaným ekonomickým a politickým děním). (Plecitá, Střelec, 2012)

2.2 Efektivní měnový kurz Nominální efektivní měnový kurz (NEER) zohledňuje sílu domácí měnové jednotky vůči dvěma a více zahraničním jednotkám. Posouzení, zda domácí měna obecně posiluje či oslabuje, se nemůže udělat na základě jednoho vybraného kurzu. Domácí měna totiž může ve vztahu k vybraným měnám posilovat a současně ve vztahu k jiným vybraným měnám oslabovat. Ke zjištění skutečného celkového efektu pro domácí ekonomiku jsou tedy využívány různé druhy efektivních kurzů. (Neumann a kol., 2010) Nominální efektivní kurz je zpravidla konstruován jako vážený geometrický průměr vybraných nominálních kurzů. Váhy jednotlivých měn jsou přiřazeny zpravidla podle jejich podílu na zahraničním obchodu. Používá se v podobě indexu. (Neumann a kol., 2010) Reálný efektivní měnový kurz se označuje zkratkou REER z anglických slov Real Effective Exchange Rate a obecně se jím rozumí různé míry relativních cen nebo nákladů vyjádřené v určité měně. REER je jedním z indikátorů vývoje mezinárodní konkurenceschopnosti země. Nejrozšířenější metodou pro výpočet REER je metoda váženého geometrického průměru poměru indexu nominálního kurzu a cenového diferenciálu, přičemž vahami jsou podíly největších obchodních partnerů na obratu zahraničního obchodu. (ČSÚ, 2014b) Česká republika ČNB (2014c, 2014d, 2014e) při konstrukci reálného efektivního kurzu koruny používá spotřebitelské ceny, ceny průmyslových výrobců, deflátor HDP a nebo index jednotkových nákladů práce. Váhy se vztahují buď k celému obratu zahraničního obchodu, nebo pouze na obrat v komoditních skupinách 5-8 podle klasifikace SITC (Standard International Trade Classification). Základem báze časových řad je průměr roku 2010. V případě cenových indexů je uvažováno 13 obchodních partnerů, u deflátoru HDP a indexu ULC pouze 12 partnerů. Jednotlivé země eurozóny jsou vždy uváděny jako jedna měnová či nákladová oblast. Počet zemí eurozóny se mění podle aktuálního stavu.


15

Vzorec výpočtu indexu reálného efektivního měnového kurzu pro Českou republiku je následující:  S*  REERt = 100 × ∏  it*  i =1  Pit  n

wi*

(7)

kde: Sit* = bazický index tuzemské měny k měně i-tého obchodního partnera v období t, * P it = poměr bazického cenového indexu (nebo indexu HDP deflátoru či indexu ULC) i-tého obchodního partnera v období t k bazickému cenovému indexu, indexu HDP deflátoru či indexu ULC ČR v období t, kde bazický rok je stejný jako bazický rok při výpočtu Si*, * wi - normalizované váhy měny i-tého obchodního partnera. Index REER nad 100 signalizuje tendenci ke snižování konkurenceschopnosti země proti základnímu období, pokles indexu REER pod 100 znamená naopak zvyšování konkurenceschopnosti země proti základnímu období. Na Obr. 1 je zobrazen vývoj indexu REER od roku 1995 do roku 2013 deflovaný jednotkovými náklady práce (REER_ULC), spotřebitelskými cenami (REER_CPI) a cenami průmyslových výrobců (REER_PPI). Váhy se vztahují k celému obratu zahraničního obchodu. Základní období je 1. čtvrtletí roku 1995, označeno jako 1995:Q1. Česká republika

1995Q1=100

210 REER_ULC REER_CPI REER_PPI 180

150

120

Obr. 1

1

1

1 20 13 Q

20 12 Q

1

Reálný efektivní měnový kurz České republiky (ČNB, 2014a)

20 11 Q

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

20 10 Q

20 09 Q

20 08 Q

20 07 Q

20 06 Q

20 05 Q

20 04 Q

20 03 Q

20 02 Q

20 01 Q

20 00 Q

19 99 Q

19 98 Q

1

19 97 Q

19 96 Q

19 95 Q

1

90


16

Bližší informace k výpočtu reálného efektivního kurzu koruny poskytuje Česká národní banka v Metodických listech.1 Slovenská republika Slovenská republika (SR), jak uvádí Gylánik (2011), používá pro výpočet REER řetězení geometrických průměrů relativních změn bilaterálních reálných kurzů. Za své nejvýznamnější obchodní partnery vybrala 15 států. Při konstrukci REER se používá index spotřebitelských cen, index cen průmyslových výrobců - tuzemsko, index cen průmyslové výroby, jednotkové náklady práce podle metodiky Evropské centrální banky (ECB) a jednotkové náklady práce také podle metodiky ECB avšak pouze v průmyslové výrobě. Váhy jsou variabilní, tzn. mění se každý rok podle vývoje teritoriální struktury zahraničního obchodu SR. Při výpočtu vah se zohledňuje obrat zahraničního obchodu jen ve třídách 5-8 SITC. Vzorec výpočtu indexu REER pro Slovenskou republiku je:  Eit P t  t 15  P t t −1 REER = REER × ∏  t −1i t −1 E P i =1  i t −1  Pi

     

wit

(8)

kde: REERt = reálný efektivní měnový kurz v aktuálním období, REERt-1 = reálný efektivní měnový kurz v předcházejícím období, Eit = bilaterální nominální měnový kurz domácí měny k měně země i v aktuálním období vyjádřený v nepřímé kotaci, Eit-1 = bilaterální nominální měnový kurz domácí měny k měně země i v předcházejícím období, Pt = domácí cenový indikátor (CPI, PPI, PPI-manufacturing, ULC) v aktuálním období, Pt-1 = domácí cenový indikátor v předcházejícím období, Pit = cenový indikátor země i v aktuálním období, Pit-1 = cenový indikátor země i v předcházejícím období, wit = váha země i v aktuálním období. U cenových indexů jsou data měsíční, u ULC a ULC-manufacturing čtvrtletní. Časové řady jsou vypočítány jako změny oproti předcházejícímu období v %, změny oproti stejnému období minulého roku v % či jako bazické indexy, 1

Dostupné na internetových stránkách pro REER deflovaný: 1.

HDP deflátorem: http://www.cnb.cz/docs/ARADY/MET_LIST/rekgdp_cs.pdf,

2.

Cenovými indexy: http://www.cnb.cz/docs/ARADY/MET_LIST/reer_cs.pdf,

3.

Indexem ULC: http://www.cnb.cz/docs/ARADY/MET_LIST/rekulc_cs.pdf.


17

kdy 1993:M1 (resp. Q1 u čtvrtletních dat) = 100. Růst výsledných indexů představuje apreciaci efektivního měnového kurzu. (NBS, 2014b) Na Obr. 2 je znázorněn vývoj reálného efektivního měnového kurzu Slovenské republiky. Stejně jako u České republiky je deflovaný jednotkovými náklady práce, CPI a PPI. Základním obdobím je 1993:Q1. Slovenská republika 1993Q1=100

240

REER_ULC REER_CPI REER_PPI

210

180

150

120

19 93 Q 1 19 94 Q 1 19 95 Q 1 19 96 Q 1 19 97 Q 1 19 98 Q 1 19 99 Q 1 20 00 Q 1 20 01 Q 1 20 02 Q 1 20 03 Q 1 20 04 Q 1 20 05 Q 1 20 06 Q 1 20 07 Q 1 20 08 Q 1 20 09 Q 1 20 10 Q 1 20 11 Q 1 20 12 Q 1 20 13 Q 1

90

Obr. 2

Reálný efektivní měnový kurz Slovenské republiky (NBS, 2014a)

Metodika výpočtu a statistická data jsou přístupná na internetových stránkách Národní banky Slovenska (NBS). Kompletní metodiku výpočtu efektivního měnového kurzu lze najít v práci M. Gylánika (2011).

2.3 Rovnovážný reálný měnový kurz Rovnovážný reálný měnový kurz se shoduje s rovnovážným stavem ekonomiky očištěném od náhodných vlivů. Představuje schopnost ekonomiky "udržet krok" se zahraničím. (Bruncková, Machlica, 2008) Frait a Komárek (1999) definují rovnovážný měnový kurz jako „reálný kurz, který je v každém období konzistentní s rovnováhou na trhu neobchodního zboží a intertemporální solventností běžného účtu. Intertemporální solventností běžného účtu míníme stav, kdy je běžný účet vyrovnaný v součtu určitého počtu období. Tuto podmínku můžeme rovněž označit za podmínku udržitelnosti běžného účtu.“ Rovnovážný měnový kurz je tedy takový, kdy je rovnováha na trhu zboží a zároveň je vyrovnaný běžný účet platební bilance. Vývoj tohoto kurzu určuje velké množství faktorů. Těmito jsou například směnné poměry, růst celkové produktivity v sektorech obchodního


18

a neobchodního zboží, změny spotřebitelských preferencí, vývoj úspor a investic, příliv zahraničního kapitálu, skladba vládních výdajů a struktura cel. Podrobně můžeme ovlivňující proměnné rovnovážného reálného kurzu studovat z hlediska nabídkových, poptávkových a specifických faktorů. (Frait, Komárek, 1999) Rovnovážný kurz by měl být základ pro stanovení měnového kurzu, protože měnový kurz by měl být stanovený tak, aby neohrozil rovnovážný vývoj ekonomiky. Když hodnoty reálného měnového kurzu v určitém období značně převyšují hladinu rovnovážného měnového kurzu, znamená to, že v daném období je zřejmě reálný kurz nadhodnocený. Opačný případ svědčí o podhodnoceném měnovém kurzu. (Bruncková, Machlica, 2008) Odchylky reálného kurzu od rovnováhy také přispívají k identifikaci období expanzivního nebo restriktivního působení měnové politiky na ekonomiku. (Gylánik, 2012) Rovnovážný měnový kurz je nepozorovatelná veličina analytického charakteru, proto je potřeba jeho trajektorii odhadnout pomocí různých přístupů. (Gylánik, 2012) Modely pro výpočet rovnovážného reálného měnového kurzu blíže popíšeme v následující kapitole. Komárek a Motl (2012) považují odhady rovnovážného kurzu za důležité pro centrální banku z těchto důvodů: • k identifikaci nesladěnosti (bubliny) měnového kurzu (tj. odchylka rovnovážného kurzu od současného kurzu), • k predikci měnového kurzu, • k hodnocení adekvátního nastavení měnových podmínek, • k vyhodnocení cenové konkurenceschopnosti ekonomiky, • k určení centrální parity (před vstupem do ERM II), • k určení konverzního poměru (před vstupem do eurozóny nebo do jiné měnové unie), • při nominálním ukotvení měnové politiky na důvěryhodnou zahraniční měnu. U posledních dvou důvodů je dle Gylánika (2012) potřeba zafixovat měnový kurz na takové úrovni, která nebude vyvolávat nerovnováhy v ekonomice a s nimi spojenou nedůvěru účastníků mezinárodního devizového trhu.


19

2.4 Modely rovnovážného reálného kurzu Obecně je jednoduché definovat rovnovážný měnový kurz jako kurz konzistentní s vnitřní a vnější makroekonomickou rovnováhou, avšak konkrétní specifikace a naplnění uvedeného obecného tvrzení je mnohem obtížnější. Teoretická literatura přináší celou řadu možností. (Škop, Vejmělek, 2009) Přehled jednotlivých přístupů poskytují např. Williamson (1994), Driver a Westaway (2004), Égert (2004), MacDonald (2000) nebo Siregar (2011). Komárek a Motl (2012) uvádí ve své práci následující grafické shrnutí koncepcí rovnovážných měnových kurzů.


BEER

MMAER

Behavioral Equilibrium ER

Multifactorial model of autarkic ER

PEER Permanent and Transitory Decomp. of Real ER

Přístupy modelující vnitřní a vnější rovnováhu

CHEER

FEER

NATREX

Capital Enhanced Equilibrium ER

Fundamental equilibrium ER

Natural Equilibrium ER

MB ITMEER Intermediate Term Model-Based Equilibrium ER

Obr. 3

Macroeconomic balnace approach

DEER

SRER

Desirable Equilibrium ER

Sustainable real ER

Koncepce rovnovážných měnových kurzů (Komárek, Motl, 2012)

V odborné literatuře neexistuje doporučení jednoho nejlepšího přístupu. Pro získání objektivního odhadu rovnovážného měnového kurzu je vhodné využít více alternativních přístupů. (Gylánik,2012) V literatuře není jednotné ani dělení modelů. Modely můžeme rozdělit na pozitivní/normativní, či na jednorovnicové/vícerovnicové. Toto dělení je vysvětleno v následujícím textu. Rozdělení na normativní a pozitivní modely Komárek a Motl (2012) ve své práci uvádějí rozdělení modelů na normativní a pozitivní. Následující vysvětlení tohoto rozdělení je popsáno dle této literatury. Tzv. normativní koncepce modelů dosazuje do modelových vztahů „žádané“ výsledky, tzn. ke kterým chce ze současného stavu dojít. Poté zpětně vypočítává


20

výši současných proměnných nutných k zabezpečení tohoto vytyčeného cíle. Pozitivní koncepce uvažuje v modelových vztazích současné veličiny a politiky, na základě kterých pak určuje rovnovážnou budoucí hodnotu zvolené veličiny. Konkrétní rozdělení modelů na normativní a pozitivní je uvedeno v Tab. 2. Tab. 2

Rozdělení modelů na pozitivní a normativní

Pozitivní koncepce BEER, PEER, ITMEER, MMAER, CHEER, MB, NATREX

Normativní koncepce FEER, DEER, SRER

Zdroj: vlastní zpracování, převzato z Komárek a Motl (2012)

Rozdělení na jednorovnicové a vícerovnicové přístupy Další možné rozdělení modelů rovnovážného měnového kurzu na jednorovnicové a vícerovnicové přístupy uvádí ve své odborné práci Gylánik (2012). Následující popis tohoto rozdělení vychází právě z této literatury. Jednorovnicové přístupy jsou založené na zjednodušené formě různých teoretických modelů. Směnný kurz je funkcí relevantních ekonomických fundamentů. Výběr fundamentů ovlivňují např. zkušenosti a doporučení v odborné literatuře, dostupnost údajů či specifika zkoumané ekonomiky. Parametry jednorovnicového modelu se mohou odhadovat pomocí např. metody nejmenších čtverců, kointegrační analýzy nebo panelovými metodami. Záleží na charakteru pozorovaných dat. Výhodou těchto modelů je relativně jednodušší aplikace, nižší nároky na databázi vstupních údajů a srozumitelnější interpretace výsledného odhadu rovnovážného kurzu. Nevýhodou je absence vzájemných vazeb mezi ekonomickými fundamenty, které by mohly být užitečné při odhalení hlubších příčin určitého průběhu rovnovážné trajektorie kurzu. Také riziko nekonzistentního vývoje jednotlivých exogenních proměnných řadíme mezi nevýhody tohoto modelu. Vícerovnicové přístupy mohou být v podobě jednoduchého modelu zahraničního obchodu nebo běžného účtu, či v podobě komplexních globálních makroekonomických modelů. Při řešení vícerovnicových modelů se hledá takový průběh směnných kurzů, který zabezpečí dosažení vnitřní a vnější rovnováhy zahrnutých ekonomik. Komplexnost rozsáhlejších modelů však může být i nevýhodou při jejich uplatnění a při srozumitelné interpretaci výsledků odhadu rovnovážného kurzu. Konkrétní rozdělení modelů na jednorovnicové a vícerovnicové je uvedeno v Tab. 3.

Rovnovážný měnový kurz Tab. 3

21

Rozdělení modelů na jednorovnicové a vícerovnicové

Jednorovnicové BEER, PEER, monetární přístup, redukovaná podoba modelu NATREX

Vícerovnicové FEER, DEER, NATREX

Zdroj: vlastní zpracování, převzato z Gylánik (2012)

V následujícím textu je uveden bližší popis vybraných nejznámějších modelů. Nejdříve je popsán koncept parity kupní síly, který je považován za nejjednodušší, avšak často nepoužitelný. Dále se blíže zaměříme na modely BEER a PEER, které jsou využity v praktické části této diplomové práce. Nakonec jsou popsány ostatní, v odborné literatuře často se vyskytující modely. 2.4.1

Parita kupní síly (PPP)

Teorie parity kupní síly je jednou z nejstarších teorií měnového kurzu. Koncept, který se uvádí v současné době, se poprvé objevil v díle Cassela (1918). (Mičúch, 2009) PPP se snaží vysvětlit pohyb kurzu v dlouhém období. Předpokládá platnost zákona jedné ceny, to znamená, že cena zboží v domácí ekonomice se musí rovnat ceně stejného zboží v zahraniční ekonomice, po převodu na jednu měnu, tj. Pi=E · Pi*. Mechanismus, který to zaručuje je zbožová arbitráž. (Égert, 2004) Předpokládá to však, že zboží a služby jsou mezinárodně obchodovatelné, což ovšem obecně neplatí (zejména v sektoru služeb). (Škop, Vejmělek, 2009) Nereálnost zákona jediné ceny dále dle Gylánika (2012) podporují tyto faktory: • existence nehomogenních výrobků a různých preferencí spotřebitelů v jednotlivých zemích, • bariéry vstupů zboží na určitý trh (náklady na transport a lokalizaci produktů, cla a dovozní kvóty), • reálné konvergence zemí v procesu ekonomické transformace, • Balassa-Samuelsonův efekt, • nestacionarita časových řad reálných kurzů. V ekonomické literatuře převažuje názor, že paritu kupní síly není vhodné aplikovat na rozvíjející se ekonomiky. Tyto země mají velmi často zkušenost s relativně výrazným apreciačním trendem svých měn, což však teorie PPP vysvětlit neumí. Naopak Balassa-Samuelsonův efekt je velmi známým fenoménem, který se snaží toto reálné zhodnocování vysvětlit. Upozorňuje na skutečnost, že pro vývoj reálných měnových kurzů jsou velmi podstatné rozdíly v produktivitě práce mezi jednotlivými zeměmi, které následně vyvolávají u těchto zemí rozdíly cen obchodovatelného a neobchodovatelného zboží. Kromě Balassa-Somuelsonova efektu lze identifikovat i další faktory, které mohou přispět k vysvětlení trendové apreciace reálného měnového kurzu.


22

Jde např. o trendovou apreciaci reálného kurzu vypočteného na bázi pohybu cen obchodovatelných statků a administrativních (regulovaných) cen. (Komárek, Motl, 2012) Problematikou teorie parity kupní síly se zabývají například práce Holmana (1993a, 1993b), Mičúcha (2009), nebo Mandela a Tomšíka (2008). Empirické sledování teorie parity kupní síly dlouhodobě provádějí velké mezinárodní organizace (Organizace pro hospodářskou spolupráci a rozvoj - OECD, Eurostat, Světová banka) nebo i britská redakce časopisu The Economist (Bic Mac index). 2.4.2

Behaviorální rovnovážný měnový kurz (BEER)

Přístup BEER (z anglických slov Behavioral Equilibrium Exchange Rate) patří mezi nejpoužívanější metody odhadu rovnovážných měnových kurzů. V této diplomové práci je použit k odhadu rovnovážných měnových kurzů pro Slovenskou a Českou republiku, zaslouží si tedy podrobnější popis. Autoři tohoto modelu jsou Clark a MacDonald (Clark a MacDonald 1998, MacDonald 1997). BEER se opírá o princip nekryté úrokové parity (zkráceně UIP). (Clark a MacDonald, 1998) Behaviorální rovnovážný měnový kurz odhadovaný pomocí redukované formy modelu pro období t je založený na následujícím typu rovnice (Frait, Komárek, 1999): qt = αZ1t + βZ 2t + γTt + ε t

(9)

kde: q = vektor skutečných hodnot reálného měnového kurzu, α;β;γ = vektory parametrů modelu, Z1 = vektor fundamentálních determinant, u kterých lze předpokládat dlouhodobý perzistentní efekt, Z2 = vektor fundamentálních determinant se střednědobým efektem (např. v souladu s průběhem cyklu), T = vektor dočasných faktorů s krátkodobým efektem, ε = nahodilá chyba. Od aktuální hodnoty reálného kurzu qt odlišíme současnou rovnovážnou hodnotu reálného kurzu qEt, která je dána stávajícími hodnotami obou skupin fundamentálních determinant, dostaneme rovnici (Frait, Komárek, 1999): qtE = αZ1t + β Z 2t

(10)

Rozdíl mezi aktuální hodnotou reálného kurzu (qt) a aktuální rovnovážnou hodnotou reálného kurzu (qEt) je způsobený dočasným vlivem krátkodobých faktorů T a náhodných faktorů působících na nominální kurz a cenovou hladinu v domácí a zahraniční ekonomice. Mezi tyto faktory patří například pohyby


23

krátkodobého spekulativního kapitálu, intervence centrálních bank, liberalizace cen, změny nepřímých daní nebo sezónní faktory. (Gylánik, 2012) Problém tohoto modelu je identifikace a volba krátkodobých faktorů, střednědobých a dlouhodobých fundamentů. MacDonald (1997) zařazuje mezi fundamentální determinanty obsažené ve vektoru Z1t následující ekonomické proměnné: Balassa-Samuelsonův efekt a jeho různé aproximace (diferenciál produktivity práce v obchodovatelném a neobchodovatelném sektoru, podíl domácí a zahraniční celkové produktivity práce definované jako HDP na zaměstnance nebo na obyvatele, podíl CPI a PPI), směnné poměry, saldo veřejných financí, čisté soukromé úspory a čistá zahraniční aktiva. Obsah vektoru Z2t vychází z podmínky nekryté úrokové parity. Současný reálný kurz lze popsat funkcí budoucího očekávaného reálného kurzu, reálného úrokového diferenciálu a rizikové prémie (Frait, Komárek, 1999):

(

)

qt = qte+ k − it − it* + σ t

(11)

kde: qet+k = očekávaný reálný kurz v čase t+k, it-i*t = reálný úrokový diferenciál, i = ex ante reálná úroková sazba, σ = riziková prémie. Rizikovou prémii lze považovat za kladnou funkci relativní nabídky domácího a zahraničního dluhu, tedy (Frait, Komárek, 1999):

σ t = (debtt / debtt* )

(12)

kde: debtt = domácí dluh, debt*t = zahraniční dluh. Růst poměru domácího dluhu ku zahraničnímu zvyšuje rizikovou prémii, což vyžaduje znehodnocení současného reálného kurzu. (Frait, Komárek, 1999) Obecnou rovnici BEER můžeme zapsat ve tvaru (Frait, Komárek, 1999):

(

BEER = q E tot , prod , fisc, sav, nfa, i − i * , debt / debt * kde: tot = směnné poměry, prod = sektorová či agregátní produktivita, fisc = saldo veřejných financí, sav = čisté soukromé úspory, nfa = čistá zahraniční aktiva, i-i* = úrokový diferenciál, debt/debt* = poměr domácího dluhu k zahraničnímu.

)

(13)


24

Odchylky aktuálního reálného kurzu od BEER nejsou dlouhodobě udržitelné, protože kointegrační vztah časem přivede reálný kurz zpět na dráhu, která odpovídá dlouhodobě udržitelným fundamentálním faktorům. Aktuální úroveň reálného kurzu je udržitelná, jsou-li udržitelné i aktuální hodnoty fundamentálních faktorů. BEER ovšem neidentifikuje, které fundamentální faktory jsou udržitelné a které ne. (Frait, Komárek, 1999) Na odhad parametrů výsledného modelu se používá kointegrační analýza (například Johansenův test). Ta umožňuje najít dlouhodobý rovnovážný vztah mezi reálným kurzem a relevantními ekonomickými fundamenty v situaci, kdy jsou časové řady sledovaných proměnných nestacionární, ale vykazují určitý společný průběh. (Gylánik, 2012) 2.4.3

Permanentí rovnovážný měnový kurz (PEER)

V rámci přístupu BEER se hovoří o tzv. PEER modelu (Permanent Equilibrium Exchange Rate). Ten je založený na dekompozici měnového kurzu na permanentní a dočasnou část, přičemž permanentní složka je interpretována jako rovnovážný měnový kurz. (Komárek, Motl, 2012) Toto rozložení můžeme napsat jako (MacDonald, 2000): qt = qtP + qtT

(14)

kde: qt = reálný měnový kurz, qtP = permanentní část reálného měnového kurzu, qtT = dočasná část reálného měnového kurzu. Rozdíl mezi skutečným reálným kurzem a PEER odhadem je nazván jako celkové vychýlení (total misalignment). Metodu PEER zavedli Beveridge a Nelson (1981), Clarida a Gali (1995), Stock a Watson (1998). Kontrastní aktuální vychýlení BEER a celkové vychýlení PEER by mělo dále identifikovat různé zdroje vychýlení. Pro tvůrce politik je například důležité pochopit, zda výkyvy byly do značné míry způsobeny dočasnými nebo trvalými šoky jednoho nebo více determinujících faktorů. (Siregar, 2011) V některých studiích (např. Frait a Komárek (1999), Gylánik (2012)) je přístup PEER uveden v rámci modelu BEER, a to jako udržitelná či žádoucí rovnovážná hodnota reálného kurzu. Vychází z rovnice (9). Udržitelná úroveň (qFt) je založena na udržitelných dlouhodobých úrovních fundamentálních determinant (ZF1 a ZF2) a může být zapsána jako (Frait, Komárek, 1999):

q tF = αZ1Ft + β Z 2Ft kde: qFt = udržitelná rovnovážná hodnota reálného kurzu,

(15)


25

α;β = vektory parametrů modelu, ZF1 = vektor udržitelných fundamentálních determinant s dlouhodobým efektem, ZF2 = vektor udržitelných fundamentálních determinant se střednědobým efektem. Dlouhodobé rovnovážné hodnoty fundamentů jsou v praxi často odhadované pomocí vyhlazených hodnot jednotlivých časových řad s využitím Hodrick-Prescottova filtru. (Gylánik, 2012) 2.4.4

Fundamentální rovnovážný měnový kurz (FEER)

Termín fundamentální měnový kurz (anglicky Fundamental Equilibrium Exchange Rate) poprvé použil John Williamson (1983), avšak později byla tato koncepce upřesňována a doplňována. Podle teorie FEER je rovnovážný reálný kurz takový, který odpovídá střednědobé vnitřní i vnější rovnováze ekonomiky. (Williamson, 1994) Vnitřní rovnováha je definována jako úroveň výstupu při inflaci nezvyšující nezaměstnanost (NAIRU). Ekonomika využívá plnou kapacitu doprovázenou nízkou inflací. Vnější rovnováhy je dosaženo, když je běžný účet platební bilance udržitelný ve střednědobém horizontu. (Égert, 2004) V základu této koncepce stojí snaha abstrahovat od krátkodobých cyklických podmínek nebo dočasných faktorů a zaměřit se na fundamentální faktory, které budou s vysokou pravděpodobností převládat ve střednědobém časovém horizontu. FEER je normativní koncepce, protože se zabývá tím, co by mělo nastat a ne tím, co nastane. Fundamentální rovnovážný měnový kurz je takový kurz, který je konzistentní s ideálním makroekonomickým vývojem. (Frait, Komárek, 1999) FEER se mění v reakci na vývoj fundamentálních faktorů ovlivňujících vnitřní a vnější rovnováhu (zejména běžný účet a zaměstnanost). Kromě toho je ovšem reálný kurz v krátkém a středním období ovlivňován i makroekonomickými politikami a tržními poruchami, které nejsou součástí skupiny fundamentálních faktorů. (Frait, Komárek, 1999) Problémem je, že výpočet FEER abstrahuje od některých faktorů, které podle teorie i empirie systematicky behaviorálně ovlivňují reálné kurzy ve středním a dlouhém období. Zejména abstrahuje od faktorů, které určují střednědobý vývoj poptávky po finančních aktivech, tj. stavové faktory. (Frait, Komárek, 1999) Odhad rovnovážného měnového kurzu modelem FEER pro ČR provedli Šmídková (1998) a Komárek, Motl (2012), pro Slovenskou republiku Gylánik (2012).


2.4.5

26

Přirozený reálný měnový kurz (NATREX)

NATREX (Natural Real Exchange Rate) neboli přirozený reálný měnový kurz poprvé definovali ve své práci Stein a Allen (1995). Reálný kurz je zde ovlivňován interakcí běžného a kapitálového účtu. Kapitálový účet ovlivňuje běžný účet a ten pak následně reálný kurz. (Frait, Komárek, 1999) Mezi faktory, které determinují tento kurz, můžeme řadit úspory, investice, produktivitu, vybavenost práce kapitálem a čistou zahraniční zadluženost. Pro malé země navíc exogenní směnné poměry, světové reálné úrokové sazby a přímé zahraniční investice. Skutečný reálný kurz se tomuto rovnovážnému následně přizpůsobuje. NATREX je na rozdíl od přístupu FEER pozitivní koncepcí. (Frait, Komárek, 1999) Bližší popis NATREXu najdeme např. v pracích Fraita a Komárka (1999), Égerta (2004). Empirický odhad NATREXu pro ČR je uveden v práci Škopa a Vejmělka (2009). 2.4.6

Další modely

Problematika rovnovážného měnového kurzu není sjednocena. Existují různé pohledy, a tedy i různé přístupy. Kromě výše uvedených modelů jsou dalšími modely pro odhad rovnovážného měnového kurzu např. DARER, DEER, CHEER, ITMEER a měnový model. Tyto modely jsou v následujícím textu velice stručně popsány a je možné se s nimi podrobněji seznámit v literatuře, která je u jednotlivých přístupů uvedena. DARER (Debt Adjusted Real Exchange Rate) DARER, tzv. dluhově přizpůsobený reálný měnový kurz se snaží odhadnout reálnou cenu měny v případě, kdy je ekonomika nucena řešit financování deficitu běžného účtu platební bilance růstem zahraniční zadluženosti. (Čihák, 1999) DEER (Desired Equilibrium Exchange Rate) DEER je podobný přístupu FEER s dodatečnou podmínkou optimální fiskální politiky (Gylánik, 2012). Používá ho mezinárodní měnový fond a je počítán jako kurz, který generuje běžný účet platební bilance odpovídající rozdílu mezi zamýšlenými úsporami a investicemi, což odpovídá zamýšlenému finančnímu účtu platební bilance. (Škop, Vejmělek, 2009) CHEER (Capital Enhanced Equilibrium Exchange Rate) CHEER model kombinuje paritu kupní síly s nekrytou úrokovou paritou. Narozdíl do PPP zavádí vliv pohybu kapitálu. Měnový kurz se může odchylovat od své PPP úrovně v důsledku existence nenulového úrokového diferenciálu. Tento koncept je chápán jako střednědobý. (Škop, Vejmělek, 2009)


27

ITMEER (Intermediate Term Model-Based Equilibrium Exchange Rate) Výchozím bodem modelu ITMEER je opět nominální UIP, tentokrát včetně rizikového příplatku. Na rozdíl od většiny modelů nepoužívá kointegrační analýzu. Ve skutečnosti je důraz kladen na předpovídání nominálních bilaterálních měnových kurzů než na skutečné pohyby reálného měnového kurzu. (Driver, Westaway, 2004) Měnový model V monetárním přístupu kurz závisí na transakčním a spekulativním motivu držby domácí a zahraniční měny. (Gylánik,2012) Obvykle je prezentovaný jako model dvou zemí, dvou měn, dvou dluhopisů (které jsou dokonalé substituty), ve kterém je všechno zboží obchodovatelné a platí zákon jedné ceny. Uvažuje funkci poptávky po penězích v neokeynesiánském tvaru. (Bruncková, Machlica, 2008) 2.4.7

Literární přehled

V této podkapitole je uveden výběr publikovaných studií zabývajících se empirickým zkoumáním rovnovážného měnového kurzu. Jelikož je takových prací poměrně velké množství, v následujícím textu jsou stručně popsány pouze práce novější. Cline, 2013 Tato studie představuje odhady fundamentálních rovnovážných měnových kurzů (FEERs) pro 34 ekonomik. Těmi jsou například Česká republika, eurozóna, Rusko, ale i Austrálie, Čína, Saudská Arábie, Kanada a USA. Navazuje na dřívější pololetní série odhadů FEERs, které psaly Cline a Williamson od roku 2008. Pro výpočet je použit speciální model SMIM. Na internetových stránkách Petersonova institutu pro mezinárodní ekonomiky2 je dostupná interaktivní mapa s výsledky všech studií. Na mapě lze vidět podhodnocení či nadhodnocení multilaterálních a bilaterálních směnných kurzů po celém světě. Posuvníkem lze vybrat různá časová období. Lze také přehrát změny v průběhu času, a také srovnat dvě nebo více zemí. Dosud poslední studie z listopadu 2013 odhalila velké podhodnocení v Singapuru (21 %), velké nadhodnocení na Novém Zélandu (18 %) a v Turecku (18 %). Česká republika má nadhodnocený kurz o 0,83 %, Slovenská republika o 2 %. Gylánik, 2012 M. Gylánik ve své práci odhaduje rovnovážný měnový kurz pro Slovenskou republiku pomocí dvou přístupů, těmi jsou BEER a FEER. Použil čtvrtletní sezónně očištěné údaje za roky 1993 až 2010. V přístupu BEER použil jako 2

http://www.iie.com/interact/feers/map.html


28

vysvětlující proměnné diferenciál produktivity práce SR oproti váženému geometrickému průměru 15 relevantních obchodních partnerů, podíl tvorby hrubého fixního kapitálu na HDP ve stálých cenách, podíl čistého exportu na HDP ve stálých cenách, a podíl upraveného zahraničního dluhu na nominálním vývozu v USD. Podhodnocený reálný efektivní kurzu byl v období 1993-1994; 1999-2000; 2010-2013. Naopak nadhodnocený byl v období 1997-1999; 2009-2010. Ve zbývajícím období byl kurz blízko své rovnováhy. Plecitá a Střelec, 2012 V této práci autoři nejdříve hodnotí pomocí shlukové analýzy a analýzy hlavních komponent vnitřní makroekonomickou rovnováhu jednotlivých zemí v eurozóně pro rok 2010. Za země s nerovnováhou jsou stanoveny Řecko a Irsko. Pro tyto země autoři dále odhadují rovnovážný reálný měnový kurz pomocí modelů BEER a PEER. Pro odhady použili čtvrtletní časové řady ekonomických proměnných za období 1997:Q1 - 2010:Q4. Těmito proměnnými byli: rozdíl reálné úrokové míry, směnné relace, čistá zahraniční aktiva, relativní cena neobchodovatelného zboží v domácí ekonomice v poměru k zahraničnímu neobchodovatelnému zboží a poměr domácího vládního dluhu k zahraničnímu dluhu. Vysvětlovaná proměnná je reálný efektivní měnový kurz (REER). Výsledky práce můžeme stručně shrnout takto: při vstupu zemí do eurozóny (Řecko v roce 2001, Irsko v roce 1999) měly obě země podhodnocený reálný efektivní měnový kurz oproti odhadům BEER a PEER. O rok později však tento rozdíl zmizel. Na konci sledovaného období (rok 2010) mělo Řecko nadhodnocený REER, naopak Irsko mělo podhodnocený REER. V souhrnu můžeme říci, že REER obou zemí byl víceméně v souladu s odhadnutým BEER a PEER. Řecký REER, BEER a PEER apreciovaly po celou dobu sledovaného období, zatímco irské kurzy se chovaly podobně pouze do roku 2008. Poté následovala změna růstového trendu (depreciace). Komárek a Motl, 2012 Komárek a Motl aplikují dvě metody odhadu rovnovážného měnového kurzu pro měnový kurz koruny k euru, a to model BEER a FEER. Počítali jak rovnovážný reálný měnový kurz, tak rovnovážný nominální kurz. Použili čtvrtletní data za období 1996:Q1 až 2011:Q4. Vysvětlujícími proměnnými modelu BEER byly: DPROD - diferenciál produktivity práce v ČR oproti EMU, NFA - podíl sada investiční pozice ČR vůči zahraničí na HDP v běžných cenách, THFK - podíl reálných investic na HDP v cenách roku 2000, NX - podíl čistého exportu na HDP v běžných cenách. Vysvětlovanou veličinou byl RER - reálný měnový kurz CZK/EUR. Výsledky obou modelů rovnovážného reálného měnového kurzu prokázaly výrazný dlouhodobý apreciační trend. Od roku 2009 však dochází ke zpomalení rovnovážné apreciace. Nadhodnocený kurzu koruny byl do poloviny roku 1997, a také v letech 1999, 2002, 2008 a 2011. Podhodnocený v letech 2001, 2007 a 2009.


29

Salto a Turrini, 2010 Tato práce srovnává alternativní metodologie odhadu vychýlení reálného měnového kurzu pro země Evropské unie. Těmito metodologiemi jsou: přístupy založené na běžném účtu (stabilizace NFA a normy běžného účtu) a přístupy založené na základě relativních cen (BEER a PPP). Výsledky jsou počítány a diskutovány pro 24 zemí Evropské unie (všechny členské země s výjimkou Kypru, Lucemburska a Malty) v období od 1986 do 2009. Toto časové období je rozděleno na pět částí. 1) 1986-1991, 2) 1992-1998, 3) 1999-2003, 4) 2004-2007, 5) 2008-2009. Časové řady jsou pro nové členské státy (vstup po roku 2004) krátké, tj. začínají v roce 1995. Přístupy poskytují víceméně konzistentní hodnocení. Všechny významně souvisí se střednědobým vývojem reálných směnných kurzů. Vychýlení je obecně v těchto přístupech vyrovnáno. Přístup PPP však vykazuje slabší soulad s ostatními přístupy a větší rozptyl hodnot. Škop a Vejmělek, 2009 V této práci provádí autoři empirický odhad NATREXu na čtvrtletních datech v rozmezí 1995:Q1 až 2007:Q4 se zaměřením na bilaterální proměnné (česká data versus ekonomika eurozóny). Data jsou sezónně očištěna pomocí metody X-12-ARIMA. Vysvětlovaná proměnná je reálný kurz (deflován pomocí CPI) a vysvětlující proměnné jsou mezery produktivity, časové preference, jednoročních reálných úrokových sazeb a směnných poměrů. Dlouhodobý NATREX ve sledovaných letech reálně aprecioval. V období let 1995 až 1998 byl reálný kurz vyšší než dlouhodobý NATREX. Od roku 1998 do roku 2004 byl naopak reálný kurz nižší. Od roku 2004 do roku 2007 byly hodnoty obou měnových kurzů víceméně vyrovnané. V roce 2007 byl reálný kurz nejprve mírně nad rovnovážným měnovým kurzem, a poté mírně pod. Bruncková a Machlica, 2008 Tento materiál prezentuje metody odhadu rovnovážného měnového kurzu, které použilo Ministerstvo financí Slovenské republiky pro vyjednávání a rozhodování v procesu stanovení konverzního kurzu při vstupu SR do eurozóny, ale i při úpravách centrální parity v období fungování slovenské koruny v ERM II. V této práci je modelován nominální rovnovážný měnový kurz pro Slovenskou republiku pomocí přístupu BEER a měnového modelu. V modelu BEER byly uvažované následující fundamenty: diferenciál produktivity práce doma a v zahraničí (v eurozóně), saldo běžného účtu platební bilance a přímých zahraničních investic, reálný úrokový diferenciál, fiskální pozice (diferenciál podílu vládní spotřeby na HDP), směnné relace, otevřenost země (podíl celkového zahraničního obchodu na nominální HDP) a riziková přirážka (normalizovaný průměr ratingových hodnocení SR agenturami S&P, FITCH a Moody's). Výsledky jsou porovnány s nominálním měnovým kurzem SKK/EUR.


30

Autoři použili čtvrtroční časové řady od 1995:Q1 do 2007:Q4. Některé proměnné sezónně očistili metodou Tramo/Seats. Všechny časové řady (kromě úrokových měr a proměnných platební bilance) byli přepočítané na cenové indexy vůči bazickému roku 2000 a následně zlogaritmované. Zahraničí reprezentuje 12 zemí eurozóny. V přístupu BEER je nominální měnový kurz vyšší než odhady rovnovážného měnového kurzu v období od 2000:Q3 do 2007:Q1. V posledním období se však hodnoty téměř vyrovnaly. Alberola a Navia, 2007 Rovnovážný měnový kurz v nových členských zemích EU (Polsko, Maďarsko a Česká republika) uvádí ve své práci Alberola a Navia (2007). Odhad rovnovážných hodnot REER pro analyzované země byl odvozen pomocí Gonzola Grangerova rozkladu. Krátkodobá složka REER je interpretována jako míra vychýlení měn. Ve sledovaném období od roku 1993 do roku 2004 mají všechny měny silný apreciační trend rovnovážného kurzu. Polsko má během sledovaného období odchylky v rozmezí 15,4 % až -14,6%, Maďarsko 29,8 % až -6,5 % a Česká republika 9,7 % až -7,4 %. Pokud se blíže podíváme na Českou republiku, tak REER byl nadhodnocen koncem roku 1994 (přibližně o -7 %), koncem roku 1998 (zhruba o 9 %) a v polovině roku 2002 také ±9 %. Naopak nejvíce podhodnocen na počátku roku 1995. Tato práce také uvádí prognózy rovnovážného měnového kurzu na roky 2005-2008.


31

3 Materiál a metodika Tato diplomová práce se věnuje odhadu rovnovážného měnového kurzu vybraných států Evropské unie. Těmito státy jsou Česká republika a Slovenská republika. Důvodem výběru právě těchto dvou zemí je znalost jejich ekonomické situace. Dále skutečnost, že Slovenská republika je členem eurozóny, zatímco Česká republika zatím ne. Přínosem této práce tedy může být potenciální využití zkušeností Slovenské republiky pro Českou republiku, potažmo i návrh stanovení kurzu pro případný vstup ČR do eurozóny. Jak už je uvedeno v předchozím textu, rovnovážný měnový kurz je přímo neměřitelná veličina analytického charakteru, která se může pouze odhadnout prostřednictvím různých modelových přístupů. V literatuře se za základní přístupy považují modely BEER a FEER. Jsou to zároveň i modely nejvíce využívané v empirických studiích. V této diplomové práci je tedy rovnovážný měnový kurz odhadnut pomocí modelu BEER. Dále je také použit přístup PEER, který vychází z přístupu BEER. Babetskii a Égert (2005) mají ve své práci pro výběr modelu BEER trefnou poznámku: "It is, however, hard to imagine the Czech Republic without any kind of BEER". Všeobecně se s rovnováhou v krátkodobém horizontu spojuje měnový model, ve střednědobém horizontu model BEER, FEER a DEER a v dlouhodobém horizontu NATREX a PEER. Avšak BEER model je možno použít ve všech třech případech. (Bruncková, Machlica, 2008) V této diplomové práci bude pro střednědobý horizont použit model BEER, a pro dlouhodobý horizont model PEER. Model BEER hledá vztah mezi hladinou měnového kurzu a makroekonomickými veličinami, které ho ovlivňují. V empirických studiích se můžeme setkat s různými přístupy k měření rovnovážného reálného měnového kurzu, a také s různými očekávanými vlivy na reálný efektivní měnový kurz. Komárek a Melecký (2007) ve své práci uvádějí přehled determinantů použitých ve 33 studiích. Souhrnný přehled je uveden v následující tabulce. Tab. 4 Počty determinantů použitých v jiných empirických studiích

PROD GOV OPEN NFA ID TOT INV FD PC RP FDI Množství s "+" Množství s "-" Celkové množství

31

10

4

8

9

7

2

1

2

2

2

0

2

7

5

3

2

1

3

0

0

0

31

12

11

11

10

9

3

3

2

2

2

Zdroj: Komárek, Melecký (2007), vlastní zpracování Poznámka: (+) nebo (-) znamená, že růst proměnné vede k apreciaci nebo k depreciaci reálného měnové kurzu. PROD = produktivita práce; GOV = podíl vládní spotřeby na HDP; OPEN = export + import na HDP; NFA = čistá zahraniční aktiva; ID = reálný úrokový diferenciál; TOT = směnné relace; INV = podíl investic na HDP; FD = podíl zahraničního dluhu k HDP; PC = podíl soukromé spotřeby na HDP; RP = regulované ceny (nebo rozdíl se srovnávanou ekonomikou); FDI = podíl přímých zahraničních investic na HDP


32

Téměř ve všech studiích se vyskytuje proměnná diferenciál produktivity práce, která odráží Balassa-Samuelsonův efekt. Tento efekt, jak již je zmíněno v podkapitole 2.4.1, způsobuje neplatnost teorie parity kupní síly. Proměnná zastupující produktivitu tedy nebude chybět ani v této práci. Zbývající proměnné využité v této diplomové práci byly vybrány i na základě výskytu v nejnovějších odborných studiích uvedených v literárním přehledu. Vysvětlující proměnné použité v této diplomové práci tedy jsou: • diferenciál produktivity práce (PRO), • relativní cena neobchodovatelného zboží v domácí ekonomice v poměru k zahraničnímu neobchodovatelnému zboží (TNT), • diferenciál úrokových sazeb (ID), • čistá zahraniční aktiva (NFA), • směnné relace (TOT), • poměr domácího vládního dluhu k zahraničnímu dluhu (DEBT). Vysvětlovaná proměnná je: • reálný efektivní měnový kurz (REER). Bližší popis proměnných je uveden v podkapitole 3.2.1 - Makroekonomické veličiny.

3.1 Materiál Zkoumaným vzorkem jsou čtvrtletní časové řady vybraných makroekonomických proměnných v období od 2000:Q1 do 2013:Q4, což je 56 pozorování. Důvodem počátku sběru dat v roce 2000 je přechod zemí z režimu fixního měnového kurzu na floating. Česká republika zavedla floating v květnu roku 1997. Slovenská republika opustila režim fixního měnového kurzu v říjnu 1998. Také data pro rok 1999 nebyly u některých proměnných dostupná. Nesmíme zapomenout, že Slovenská republika musela v době účasti v ERM II (listopad 2005 - prosinec 2008) svoji měnu udržet v dohodnutém fluktuačním pásmu. Data jsou sezónně očištěna metodou X-12-ARIMA. Proměnné REER, PRO, TNT, TOT a DEBT jsou logaritmovány z důvodu stabilizace rozptylu. Zbylé proměnné (NFA, ID) nabývají kladných i záporných hodnot, proto nejsou logaritmovány. V případě dostupnosti pouze ročních dat jsou chybějící čtvrtletní hodnoty získány na základě lineární interpolace.


33

3.2 Metodika Množina možných determinant směnného kurzu v souvislosti s přístupem BEER je poměrně široká. Výběr byl ovlivněn známými empirickými zkušenostmi, publikovanými doporučeními, a také dostupností dat. 3.2.1

Makroekonomické veličiny

V následujícím textu jsou blíže popsané jednotlivé vybrané makroekonomické veličiny. U každé je uveden očekávaný vliv na reálný efektivní měnový kurz. Pokud je uvedeno negativní znaménko, znamená to, že nárůst vysvětlující proměnné zřejmě způsobí depreciaci reálného efektivního měnového kurzu. Kladné znaménko naopak znamená apreciaci. Veličiny označené hvězdičkou (*) zastupují zahraničí. V této diplomové práci to bude eurozóna, konkrétně EA17, protože data pro EA12 již nejsou většinou dostupná. Země, které vstoupily do eurozóny po roce 2001, se však již několik let před vstupem snažily sladit své ekonomiky se stávajícími zeměmi eurozóny. PRO, TNT - Diferenciál produktivity práce (+) Významným faktorem ovlivňujícím měnový kurz je diferenciál produktivity práce. Jeho vliv odráží Balassa-Samuelsonův efekt, který přes rozdílný vývoj cenových hladin v obchodovatelném a neobchodovatelném sektoru doma a v zahraniční zvyšuje tlak na apreciaci měny. Také platí, že s růstem produktivity se zvyšuje ekonomický růst, což se následně projeví i ve vyšší poptávce po domácí měně. V odborné literatuře se používají dva přístupy na měření rozdílných trendů v produktivitě práce. První, tedy přímý, je relativní diferenciál produktivity (produkce na zaměstnance) doma a v zahraničí. (Bruncková, Machlica, 2008) Je definován jako: PRO =

HDP / EMP HDP * / EMP *

(16)

kde: PRO = diferenciál produktivity práce, HDP = hrubý domácí produkt ve stálých cenách, EMP = počet zaměstnanců v ekonomice, * označuje zahraničí (EA17). Rozdíly v odvětvové produktivitě zaměřující se na výrobní sektor by byly lepší přímý zástupce. (Maeso-Fernandez a kol., 2001) Data pro spolehlivý výpočet však nejsou dostupná. Také určit hranice mezi obchodovatelným a neobchodovatelným zboží není jednoduché. Navíc v době rostoucí globalizace mohou hranice mezi obchodovatelným a neobchodovatelným zboží časem splývat. (Schnatz a kol. 2003) Druhý přístup, tedy nepřímý, kde měření rozdílných trendů v produktivitě práce probíhá nepřímo přes relativní cenový diferenciál mezi


34

neobchodovatelným sektorem (aproximované indexem spotřebitelských cen) a obchodovatelným sektorem (přes index cen výrobců) doma a v zahraničí. (Bruncková, Machlica, 2008) Proměnná TNT lze vyjádřit jako podíl cen spotřebitelů a producentů: TNT =

CPI / PPI CPI * / PPI *

(17)

kde: TNT = relativní cena neobchodovatelného zboží v domácí ekonomice v poměru k zahraničnímu neobchodovatelnému zboží, CPI = index spotřebitelských cen, PPI = index cen průmyslových výrobců, * značí zahraničí (EA17). Problém tohoto výpočtu je ten, že index spotřebitelských cen obsahuje obchodovatelné i neobchodovatelné výrobky. Dopad rozdílu produktivity práce na reálný měnový kurz vysvětluje Balassa-Samuelsonův efekt, který tvrdí, že relativně větší zvýšení produktivity v sektoru obchodovatelného zboží je spojeno s reálným zhodnocováním měny země. Zvýšení proměnné TNT a PRO by tedy mělo vést k apreciaci reálného měnového kurzu. Proměnná PRO je v této práci logaritmována a sezónně očištěna. Zdroj dat: Eurostat. Hodnoty pro výpočet proměnné TNT jsou získány z internetových stránek OECD. Jednotlivé cenové indexy jsou vyjádřeny k základnímu období 2000:Q1. Proměnná TNT je také zlogaritmována a sezónně očištěna. ID - Reálný úrokový diferenciál (+) Reálný úrokový diferenciál je rozdíl domácí reálné úrokové míry (r) a zahraniční reálné úrokové sazby (r*). Tento diferenciál představuje nekrytou úrokovou paritu. Výpočet je proveden s použitím dlouhodobých úrokových sazeb, které byly deflovány CPI. Vzorec je následující:

(

)

(

ID = r − r * = (i − π ) − i * − π *

)

(18)

kde: ID = reálný úrokový diferenciál, r = reálná úroková míra, i = nominální úroková míra, π = míra inflace (CPI), * označuje zahraničí (EA17). Růst diferenciálu, tedy např. růst domácí úrokové míry při nezměněné zahraniční úrokové míře zvýší zájem investorů o měnu s vyššími úrokovými sazbami. Následná zvýšená poptávka po domácí měně způsobí růst ceny měny,


35

a tedy její zhodnocení. Zvýšení diferenciálu reálných úrokových měr tedy způsobí apreciaci měny. (Bruncková, Machlica, 2008) Reálný úrokový diferenciál souvisí s krátkodobým a střednědobým horizontem, zatímco v dlouhodobém horizontu by mohl být vyrovnán, tedy nemusí mít vliv na REER. (Maeso-Fernandez a kol., 2001) Zdroj dat: OECD. Data v této diplomové práci nejsou logaritmována, jsou pouze sezónně očištěna. NFA - čistá zahraniční aktiva (+/-) NFA je veličina, která je určena determinantami národních úspor a investic, tj. zejména demografickými faktory a fiskální politikou. (Frait, Komárek, 1999) Schodek běžného účtu platební bilance vytváří nárůst čistého zahraničního dluhu země, který musí být financován mezinárodními investory. Ti však vyžadují vyšší výnos. Při daných úrokových sazbách toho lze dosáhnou pouze prostřednictvím znehodnocení měny země dlužníka. Dále vyšší schodek běžného účtu vede k vyšším úrokovým platbám, které mohou být financovány zlepšením obchodní bilance, tedy zvýšením vývozů. Toho je dosaženo znehodnocením měny. (Maeso-Fernandez a kol., 2001) Změna čistých zahraničních aktiv v reakci na exogenní šoky by mohla být kompenzována úpravou kapitálových zásob. Jelikož změna NFA a kapitálových zásob mají vyrovnávací účinek, dopad na reálný kurz je nejednoznačný. (Maeso-Fernandez a kol., 2001). Proměnnou NFA v této práci zastupuje čistá investiční pozice vůči zahraničí vyjádřena v poměru k HDP v běžných cenách. Data jsou dostupná na internetových stránkách Eurostatu, avšak od roku 2000 do roku 2004 pro ČR a v období 2000 - 2008 pro SR pouze roční. Chybějící hodnoty byly nahrazeny lineární interpolací mezi sousedními body. Vzhledem k minusovým hodnotám nelze provést logaritmování. Data jsou pouze sezónně očištěna. TOT - směnné relace (+) Tento ukazatel charakterizuje efektivnost ekonomiky ve vztahu k zahraničí. Vyjadřuje spojitost mezi pohybem vývozních a dovozních cen. (ČSÚ, 2014a) Vzorec pro výpočet je následující: TOT =

PEX / PIM PEX * / PIM *

(19)

Kde: TOT = směnné relace, PEX = cenový index exportu, PIM = cenový index importu, * = zahraničí (EA17). Zvýšení TOT by mělo vést k apreciaci měnového kurzu prostřednictvím dvou kanálů. Prvním je zlepšení obchodní bilance. Druhým je změna obchodních


36

podmínek, tedy přesun výroby z neobchodovatelných statků na obchodovatelné, což vede k převisu poptávky po neobchodovatelných statcích a ke zvýšení jejich ceny. (Hinnosaar a kol., 2005) Pro výpočet této proměnné byly použity cenové indexy vyjádřené v podobě 2000:Q1=100. Výsledné hodnoty jsou logaritmovány a sezónně očištěny. Zdroj dat: Eurostat. DEBT - poměr domácího vládního dluhu k zahraničnímu vládnímu dluhu (-) Proměnná DEBT by měla zachytit vyšší riziko držení domácích aktiv spojených s vyšší mírou zadluženosti. Zvýšení této proměnné by mělo vést ke znehodnocení reálného měnového kurzu. (Plecitá, Střelec, 2012) Tuto proměnnou jsme již zmínili v kapitole 2.4.2, kde růst nabídky domácího dluhu v relaci se zahraničím zvyšuje rizikovou prémii, což vyžaduje znehodnocení současného reálného kurzu. (Frait, Komárek, 1999) Vzorec pro výpočet proměnné DEBT je následující: DEBT =

GOV / HDP GOV * / HDP *

(20)

kde: GOV = vládní dluh, HDP = hrubý domácí produkt v běžných cenách, * = zahraničí (EA17). Data, která jsou použita v ekonometrické části této práce, jsou logaritmována a sezónně očištěna. Zdroj dat: Eurostat. REER - reálný efektivní měnový kurz Model BEER je v této práci odhadnut na základě reálného efektivního měnového kurzu. Jedná se o kurz, který představuje vážený průměr relativních cen v domácí ekonomice a partnerských zemích vyjádřený v jedné měně. REER je v této práci vyjádřen vůči zemím EA17. Je deflovaný indexem spotřebitelských cen, protože tento index vykazuje vyšší porovnatelnost mezi zeměmi, má lepší dostupnost historických dat a je vypočítán standardní metodikou. Nevýhodou CPI je, že podléhá výkyvům cen zapříčiněnými administrativními rozhodnutími (např. změny nepřímých daní). Růst indexu značí ztrátu konkurenceschopnosti, neboli reálnou apreciaci. Data jsou logaritmována a sezónně očištěna. Jako základní období je stanoveno první sledované období, tedy 2000:Q1=100. Zdroj dat: Eurostat.


3.2.2

37

Popis modelu

Model BEER vhodný jako základ ekonometrické analýzy můžeme zapsat pomocí rovnice reálného efektivního měnového kurzu. Při použití proměnné TNT:

REER = f (TNT , ID, NFA, TOT , DEBT )

(21)

Při použití proměnné PRO:

REER = f (PRO, ID, NFA, TOT , DEBT )

(22)

Ekonometrický odhad je založen na semilogaritmické funkční formě: ln REERt = α 0 + α1 ln TNTt + α 2 IDt + α 3 NFAt + α 4 ln TOTt − α 5 ln DEBTt + ε t (23) ln REERt = α 0 + α1 ln PROt + α 2 IDt + α 3 NFAt + α 4 ln TOTt − α 5 ln DEBTt + ε t (24) kde: ln = přirozený logaritmus. 3.2.3

Ekonometrické testování

Ekonometrické modelování začíná testováním stacionarity vybraných časových řad pomocí testů jednotkového kořene. Těmito testy jsou například Dickey-Fullerův test, rozšířeny Dickey-Fullerův test, Philipsův-Perronův test a Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test. Použití nestacionárních dat (např. časové řady vykazující trend) často vede k falešné regresi. Proces je stacionární, když jeho střední hodnota a rozptyl jsou v čase konstantní a kovariance závisí jen na vzdálenosti argumentů. Nestacionární stochastický proces Xt je integrovaný řádu d, když jeho diferencováním řádu d získáme stacionární proces. Speciálním případem nestacionární proměnné je proměnná obsahující jednotkový kořen, neboli I(1), kde d=1. (Bruncková, Machlica, 2008) V této diplomové práci využijeme na testování stacionarity rozšířený Dickey-Fullerův test a Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test. V následujícím textu jsou oba testy stručně popsány. Rozšířený Dickey-Fullerův test (ADF test) ADF test, dle Bruncková a Machlica (2008), testuje hypotézu, zda daná řada obsahuje jednotkový kořen (unit root). Vychází z předpokladu, že autoregresní proces yt= φyt-1+x'tς+εt (kde xt může zahrnovat konstantu nebo trend a εt je bílý


38

šum) je nestacionární, když |φ|≥1. Testování stacionarity tedy zkoumá, zda |φ|<1. Tímto testem je testována hypotéza H0: φ=1 proti hypotéze H1: φ<1. Tedy: H0: nestacionarita H1: stacionarita ADF test má tři základní verze: • regresní rovnice bez konstanty, • regresní rovnice s konstantou, • regresní rovnice s konstantou a časovým trendem. Díky tomu se může u časových řad rozlišit charakter jejich stacionarity, tedy zda jsou časové řady stacionární okolo nuly, okolo nenulové konstanty nebo okolo trendu. (Syrovátka, 2010) Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test (KPSS test) KPSS test je další test jednotkového kořene. Princip testu, jak ho ve své práci popisují Kwiatkowski a kol. (1992), je následující. Řadu, na které chceme testovat stacionaritu vyjádříme jako yt,t=1,…,N. Tuto řadu rozložíme na součet deterministického trendu, náhodné procházky a stacionární chyby: yt = ξt + rt + ε t

(25)

Kde rt je náhodná procházka, kterou můžeme vyjádřit jako: rt = rt −1 + u t

(26)

Kde ut jsou iid(0,σu2). Počáteční hodnota r0 je fixní a hraje roli úrovňové konstanty. Hypotéza stacionarity je σu2=0. Protože se předpokládá, že εt je stacionární, tak nulová hypotéza yt je trendově stacionární. KPSS testem tedy na rozdíl od ADF testu testujeme: H0: stacionarita H1: nestacionarita Ekonomické časové řady jsou většinou nestacionární. U takových časových řad se použije metoda kointegrace. Myšlenka kointegrace časových řad se poprvé objevila na počátku 80. let v pracích C. W. J. Grangera. Vedla ho k tomu snaha zkonstruovat model, který by respektoval jak krátkodobé, tak i dlouhodobé vztahy, a tedy při modelování použít nediferencované časové řady. (Arlt, 1997) Pro odhad vlivu jednotlivých fundamentů se v dnešní době používají dvě hlavní metody, těmi jsou Engle-Grangerova dvojkroková metoda a Johansenova kointegrační metoda. Johansenovu metodu v následujícím textu stručně popíšeme.


39

Johansenova metoda Bruncková a Machlica (2008) ve své studii prezentují, že Johansenovu metodu k testování kointegrace poprvé použil Johansen (1991). Dále uvádí, že je tato metoda založená na modelu VAR (vector autoregression) a je oproti Engle-Grangerově metodě vhodnější, pokud je v odhadované rovnici přítomno více kointegračních vztahů. Nejprve se odhadne vztah ve tvaru vektorové autoregrese: yt = A1 yt −1 + ... + Ap yt − p + Bxt + ε t

(27)

Kde: yt = vektor endogenních proměnných, xt = vektor exogenních proměnných, A1,…,Ap a B = matice odhadovaných koeficientů, p = počet zpoždění, εt = chybový člen. Dále se pomocí kritérií určí počet zpoždění. Pak se pomocí Johansenového kointegračního testu otestuje přítomnost kointegrace a počet kointegračních vektorů. Když se potvrdí přítomnost kointegrace, odhadne se model ve tvaru tzv. vektoru korekce chyb (vector error correction - VECM). Nejjednodušší případ, kde byl potvrzený jeden kointegrační vektor a pracujeme jen s jednou exogenní proměnnou, lze zapsat: k

1

j =0

j =0

∆yt = ∑ a j ⋅ ∆yt − j + ∑ b j ⋅ ∆xt − j + λt ⋅ ( yt −1 − d ⋅ xt −1 − ct ) + ct + ε t

(28)

Koeficient λt, který náleží do intervalu (-2,0), nezýváme koeficientem přizpůsobení. Říká nám, jak rychle se vysvětlovaná proměnná po šoku vrátí zpět do dlouhodobé rovnováhy. Když je λt rovno nule, rovnováha nenastane nikdy, tedy dlouhodobý vztah mezi proměnnými neexistuje. To stejné platí i když λt je rovné -2. Čím je λt blíže k -1, tím je síla, s jakou se prosazuje dlouhodobý vztah větší. Bližší popis VECM a jeho použití při odhadu BEER modelu je uveden například v práci Clarka a MacDonalda (2000). Přístup PEER je založen na odhadu dlouhodobé trajektorie rovnovážného měnového kurzu. Pro výpočet se v jednotlivých časových řadách musí od sebe oddělit dlouhodobý vývoj a fluktuace s kratším horizontem. Časové řady se tedy rozloží na trendovou a cyklickou složku. Trend je chápán jako odhad vývoje rovnovážné veličiny a cyklická složka jako dočasná odchylka (mezera) od rovnovážné trajektorie. Dekompozice časové řady může být provedena různými metodami, avšak stále nejčastěji používaný způsob je založen na aplikaci Hodrick-Prescottova filtru. (Plašil, 2011) Tento filtr je v dalším textu stručně popsán.


40

Hodrick-Prescottův filtr (HP filtr) Tento HP filtr navrhl Hodrick a Prescott (1981, 1997) a dle Plašila (2011) spočívá v rozkladu časové řady xt, t=1,2,...,T na trendovou a cyklickou složku: xt = yt + ct

(29)

HP filtr z časové řady extrahuje trendovou složku ytHP (dále HP trend) minimalizováním účelové funkce: T

T −1

t =1

t =2

[(

) (

HP min ∑ ( xt − ytHP ) 2 +λ ∑ ytHP − ytHP − ytHP +1 − y t −1

)]

2

(30)

kde: λ = parametr vyhlazení, λ ∈ [0; ∞ ) Jedná se o optimalizační úlohu, ve které jsou minimalizovány odchylky hledaného HP trendu od napozorovaných hodnot časové řady a současně také druhé diference HP trendu, tak aby byl jeho průběh v čase co nejhladší. Čím větší bude zvolená hodnota λ, tím víc se snažíme vyhladit trend. Nevýhodou však je, že optimální hodnota tohoto parametru není před samotnou aplikací známá. Doporučená hodnota pro čtvrtletní údaje je 1600. Bližší popis HP filtru, jeho výhody a nevýhody lze najít např. v Plašil (2011).

Vlastní práce

41

4 Vlastní práce Jak již název napovídá, tato kapitola se věnuje vlastní práci autorky. Nejprve jsou zde připomenuty ekonometrické proměnné, dále je provedeno testování dat na stacionaritu, následuje výběr vhodného modelu, poté kointegrace a odhady modelů BEER a PEER. Výsledky jsou průběžně okomentovány. Data jsou zpracovaná v nejnovější české verzi Gretlu 1.9.90 s doinstalováním modulu X-12-ARIMA pro sezónní očištění.

4.1 Ekonometrické proměnné Zde jsou pouze ve stručnosti připomenuty použité proměnné. Uvedeny jsou i jejich zkratky, popis a u vysvětlujících proměnných jejich očekávaná znaménka. Bližší popis je uveden v kapitole 3.2.1. Vysvětlovaná proměnná l_REER_sa přirozený logaritmus

sezónní očištění

Vysvětlující proměnné l_PRO_sa přirozený logaritmus l_TNT_sa přirozený logaritmus ID_sa NFA_sa l_TOT_sa přirozený logaritmus l_DEBT_sa přirozený logaritmus

sezónní očištění sezónní očištění sezónní očištění sezónní očištění sezónní očištění sezónní očištění

(+) (+) (+) (+/-) (+) (-)

Obr. 4 znázorňuje grafické vyjádření výše uvedených proměnných. Na levé části obrázku jsou uvedeny proměnné pro Českou republiku, na pravé naopak pro Slovenskou republiku.

Vlastní práce

42

Vlastní práce

Obr. 4

43

Ekonometrické proměnné

4.2 Stacionarita časových řad Při zkoumání vztahů mezi časovými řadami je velmi důležité rozlišení typů časových řad na stacionární a nestacionární. Při použití nestacionárních časových řad může vzniknout situace tzv. zdánlivé resp. nesmyslné regrese. To znamená, že index determinace, t-testy a F-test indikují možnost použití daného modelu i v případě časových řad, které spolu nesouvisí. Tento problém by šel vyřešit diferencováním (stacionarizací) jednotlivých analyzovaných řad. Ukázalo se však, že při diferencování dochází ke ztrátě důležité informace o dlouhodobých vlastnostech vztahů mezi časovými řadami. Tato možnost se proto nedoporučuje. Metodou pro odlišení mezi pravou regresí a regresí zdánlivou je test kointegrace časových řad. Kointegrovaným časovým řadám zdánlivá regrese nehrozí. (Arlt, 1997) Nejprve jsou tedy časové řady otestovány na stacionaritu ADF testem a KPSS testem. Výsledky testovacích statistik jsou uvedeny v následující tabulce. Tab. 5

ADF test a KPSS test

Proměnná l_REER_sa l_PRO_sa l_TNT_sa ID_sa NFA_sa l_TOT_sa l_DEBT_sa

Česká republika ADF KPSS 1,2023 0,1446* -2,1094 0,3549*** -0,5244 0,1963** -2,3433** 0,0812 -1,6489 0,2480*** -1,4045 0,1217* -4,5565*** 0,1760**

Slovenská republika ADF KPSS -1,5153 0,2948*** -3,3207*** 0,3020*** -1,0763 0,2662*** -0,9854 0,0665 1,1670 0,2010** 0,0782 0,0721 -0,0161 0,3387***

Pozn.: *,** a *** reprezentuje významnost na 10, 5 a 1% hladině, šedá pole označují zamítnutí stacionarity na 5% hladině významnosti. Zdroj: vlastní zpracování

ADF test má jako nulovou hypotézu nestacionaritu. Pokud je testovací statistika větší než kritické hodnoty, tak se H0 zamítá a časová řada je stacionární. Pro definování kritických kvantilů jsou potřeba speciální tabulky, proto se nejčastěji pro vyhodnocení používá p-hodnota. Zde platí, že když je výsledná

Vlastní práce

44

p-hodnota menší než zvolená hladina významnosti, tak se H0 zamítá, tedy časová řada je stacionární. V práci byly provedeny všechny tři verze ADF testu (test bez konstanty, s konstantou a s konstantou a trendem), výsledky jsou uvedeny v příloze. V Tab. 5 jsou již uvedeny výsledky toho testu, který vykazoval nejnižší hodnoty informačních kritérií. Nulová hypotéza je zamítnuta v případě České republiky u časových řad ID_sa (za použití testu bez konstanty) a l_DEBT_sa (u všech tří testů), v případě Slovenské republiky je to časová řada l_PRO_sa (u testu bez konstanty). Všechny ostatní časové řady pokládá tento test za nestacionární na 5% hladině významnosti. KPSS test má jinou nulovou hypotézu, tedy H0: stacionarita. Tato hypotéza je zamítnuta, když testovací statistika je větší než kritické hodnoty. V našem případě se jedná u České republiky o časové řady l_REER_sa a l_TOT_sa (na 10% hl. významnosti), l_TNT_sa, l_DEBT_sa (na 5% hl. významnosti) a l_PRO_sa, NFA_sa (na 1% hl. významnosti). U Slovenské republiky to jsou časové řady proměnných NFA (na 5% hl. významnosti), REER, PRO, TNT, DEBT (na 1%hl. významnosti). Za rozhodující je u obou testů považována 5% hl. významnosti. Jak je však vidět v Tab. 5, nastaly situace, kdy ADF test a KPSS test poskytují rozdílné výsledky. Jedná se např. o časové řady ČR l_REER_sa, l_TOT_sa a l_DEBT_sa. U Slovenské republiky to je l_PRO_sa, ID_sa a l_TOT_sa. V takovém případě byl posouzen tvar autokorelační funkce analyzované časové řady. Je to velmi jednoduchá metodu, která má ovšem subjektivní charakter. Arlt (1997) ve své práci uvádí, že daná řada zřejmě nebude typu I(0), pokud první hodnota této funkce je blízká jedné a ostatní hodnoty se zmenšují jen velmi pomalu. Přesně takový průběh je vidět na Obr. 5, kde je zobrazena ACF a PACF pro časovou řadu l_REER_sa (ČR).

Obr. 5

ACF a PACF pro l_REER_sa

Vlastní práce

45

Tento postup je aplikován na všechny časové řady, kde se ADF a KPSS test rozchází. Korelogramy ostatních časových řad jsou uvedeny v příloze. Ve všech případech bylo rozhodnuto, že časová řada je nestacionární. U časové řady l_PRO_sa je již při pohledu na ni (viz Obr. 4) jasně patrný trend. Časová řada je tedy nestacionární, i když ADF test hlásí něco jiného. U nestacionárních časových řad je provedeno jejich diferencování, avšak pouze pro účely zjištění integračního řádu. Výsledky testovacích statistik uvádí následující tabulka. Tab. 6

ADF test a KPSS test u diferencovaných časových řad

Česká republika ADF KPSS -4,3431*** 0,0639 -5,4041*** 0,1051 -4,0837*** 0,0898 -3,4414** 0,1342* -4,2329*** 0,0635 -2,9961*** 0,1408*

Proměnná d_l_REER_sa d_l_PRO_sa d_l_TNT_sa d_ID_sa d_NFA_sa d_l_TOT_sa d_l_DEBT_sa

Slovenská republika ADF KPSS -3,3747** 0,1481* -5,5017*** 0,1093 -5,1970*** 0,0738 -4,8979*** 0,0376 -3,0067** 0,1425* -6,9367*** 0,0458 -4,3853*** 0,1474*

Pozn.: *,** a *** značí významnost na 10, 5 a 1% hladině, šedá pole označují zamítnutí stacionarity na 5% hladině významnosti. Zdroj: vlastní zpracování

Zde už všechny výsledky shodně poukazují na stacionaritu. Všechny časové řady (kromě úrokového diferenciálu pro ČR) jsou nestacionární, avšak I(1). Výsledky o stacionaritě časových řad shrnuje následující tabulka. Tab. 7

Stacionarita časových řad

Stacionární

I(0)

Nestacionární I(1)

Česká republika ID_sa l_REER_sa, l_PRO_sa, l_TNT_sa, NFA_sa, l_TOT_sa, l_DEBT_sa

Slovenská republika l_REER_sa, l_PRO_sa, l_TNT_sa, ID_sa, NFA_sa, l_TOT_sa, l_DEBT_sa

Zdroj: vlastní zpracování

4.3 Výběr modelu Na základě ekonometrické teorie uplatněné při odhadu BEER je možné pomocí kombinací výše vyjmenovaných indikátorů vývoje rovnovážného reálného měnového kurzu vytvořit několik modelů rovnovážného kurzu. Výběr nevhodnějšího z nich pro dané období a ekonomiku je poměrně složité. Při volbě vhodného modelu bylo zohledněno: správná znaménka koeficientů jednotlivých proměnných, t-statistika významnosti koeficientů, F-test statistické významnosti celého modelu, koeficient determinace, hodnota

Vlastní práce

46

Durbin-Watsonova testu na autokorelaci, výsledky Johansenova testu kointegrace a stacionarita reziduí. Bylo také přihlédnuto na skutečnost, že do jednoho modelu by se neměly vybírat proměnné vysvětlující tu stejnou část. Proto není použita zároveň v jednom modelu proměnná PRO i TNT. V případě České republiky nebyla do modelů zahrnuta proměnná reálný úrokový diferenciál, jelikož je stacionární, a tedy působí na reálný efektivní měnový kurz pouze krátkodobě. Výčet modelů je následující: Česká republika Model 1 REER=f(PRO,NFA,TOT,DEBT) Model2 REER=f(PRO,NFA,DEBT) Model3 REER=f(PRO,NFA) Model4 REER=f(NFA) Model5 REER=f(TNT,NFA,TOT,DEBT) Model6 REER=f(TNT,NFA,TOT) Model7 REER=f(TNT,NFA) Slovenská republika Model1 REER=f(PRO,ID,NFA,TOT,DEBT) Model2 REER=f(PRO,NFA,TOT,DEBT) Model3 REER=f(PRO,NFA,DEBT) Model4 REER=f(PRO,NFA) Model5 REER=f(NFA) Model6 REER=f(TNT,ID,NFA,TOT,DEBT) Model7 REER=f(TNT,NFA,TOT,DEBT) Model8 REER=f(TNT,NFA,DEBT) Model9 REER=f(TNT,NFA) Časové řady jsou ve všech modelech kointegrované a rezidua modelů jsou stacionární. Jednotlivé modely byly odhadnuty metodou nejmenších čtverců (OLS). Výsledky jsou uvedeny v příloze. Vyskytl se zde však problém sériové korelace. Ve všech případech je hodnota DW statistiky menší než kritická hodnota, což značí kladnou korelaci náhodné složky. Místo OLS tedy byla využita CO a PW metoda, jejichž výsledky jsou již uspokojivější a jsou také uvedeny v příloze. F-test ve všech případech zamítl nulovou hypotézu o neprůkaznosti modelu. Modely jsou tedy jako celek statisticky významné. Koeficienty determinace se pohybují blízko jedné (0,90 - 0,99), regrese tedy lze považovat za spolehlivé. Podle výsledků uvedených v příloze byl vybrán pro Českou republiku model 7 a pro Slovenskou republiku model 9. Oba modely jsou blíže popsány v následujícím textu.

Vlastní práce

47

Ekonometrický odhad je tedy založen na semilogaritmické funkční formě: ln REERt = α 0 + α1 ln TNTt + α 2 NFAt + ε t

(31)

kde: ln = přirozený logaritmus.

4.4 Kointegrace Teorie kointegrace nám umožňuje v datech zachovat informaci týkající se dlouhodobých vztahů mezi jednotlivými nestacionárními proměnnými a dále ji statisticky analyzovat. Vzhledem k tomu, že časové řady všech proměnných (kromě ID pro ČR) jsou nestacionární a zároveň integrovány o stejném řádu, lze přistoupit k testování kointegračního vztahu mezi těmito proměnnými. V této diplomové práci je využit Johansenův test pro kointegraci. Optimální délka zpoždění je získána na základě informačních kritérií. U ČR Akaikeho (AIC) a Hannanovo-Quinnovo (HQC) informační kritérium shodně poukazují na 2 zpoždění. U SR Schwarzovo (BIC) a Hannanovo-Quinnovo informační kritérium považují jako nejlepší 1 zpoždění. Výsledky testu kointegrace uvádí Tab. 8. Kointegrace je potvrzena v případě, že r>0, tedy když hypotézu r=0 zamítáme. Tab. 8

Johansenův test kointegrace

Hodnost r=0 r=1 r=2

Česká republika Trace test p-hodnota 40,668 0,0103** 18,793 0,0779* 5,734 0,2199

Slovenská republika Trace test p-hodnota 66,682 0,0000*** 12,632 0,4024 4,504 0,3539

Pozn.: *,**, nebo *** reprezentuje významnost na 10, 5 a 1% hladině, r značí počet kointegračních vztahů Zdroj: vlastní zpracování

Trace test zamítá 0 kointegračních vztahů, tedy potvrzuje kointegraci. Lmax test vykazuje stejné výsledky. Pro obě země vyšel shodně jeden kointegrační vektor. Renormalizované beta koeficienty uvádí následující tabulka. Tab. 9

Renormalizované beta koeficienty

l_REER_sa l_TNT_sa NFA_sa const Zdroj: vlastní zpracování

Česká republika 1,0000 -1,1506 0,5759 -4,6078

Slovenská republika 1,0000 -0,3388 0,9793 -4,4126

Vlastní práce

48

Výsledky z Tab. 9 mohou být přepsány do podoby: l _ REER _ sa = 4,6078 + 1,1506 * l _ TNT _ sa − 0,5759 * NFA _ sa

(32)

l _ REER _ sa = 4,4126 + 0,33881* l _ TNT _ sa − 0,97928 * NFA _ sa

(33)

Pro SR:

Obě rovnice vykazují správná znaménka u koeficientů. Interpretace mezi dvěma proměnnými, které jsou logaritmované, je jako u elasticit, tedy růst proměnné TNT o 1 % znamená apreciaci kurzu o 1,15 % (0,33%). V případě proměnné NFA je interpretace odlišná. Absolutní nárůst proměnné NFA o jednotku znamená depreciaci kurzu o 57 % (98 %). Hodnoty proměnné NFA se pohybují od -0,499 do -0,06 (pro SR od -0,667 do -0,162), změna o jednotku by skutečně mohla způsobit takovou změnu reálného kurzu, ale ve skutečnosti při takových hodnotách proměnné NFA ke změně o jednotku zřejmě nedojde. 4.4.1

VECM

Model korekce chyby umožňuje odlišit krátkodobé a dlouhodobé vztahy mezi časovými řadami. U řad s krátkou pamětí se vliv šoku, který je způsoben určitým faktorem v jednom nebo několika málo obdobích minulosti, postupně vytrácí. U řad s dlouhou pamětí se však vliv šoku z dávného období stále projevuje v jejich hodnotách. (Arlt, 1997) VECM se může použít, pokud jsou časové řady nestacionární a zároveň kointegrované. Výsledky vektorového modelu korekce chyby pro obě sledované země jsou uvedeny v příloze. Korekční člen, někdy také nazývaný jako koeficient přizpůsobení (EC1) je v obou případech záporný a signifikantní na 5% hl. významnosti. Říká, jak rychle dochází k přizpůsobení krátkodobé rovnováhy dlouhodobě se projevujícímu vztahu.

Vlastní práce

49

4.5 Odhad modelu BEER V této části práce je odhadnut behaviorální rovnovážný měnový kurz pro Českou a pro Slovenskou republiku. Dále je vypočítána současná (spekulativní) nesladěnost, která je dána odchylkou skutečného reálného efektivního kurzu od rovnovážného reálného kurzu odhadnutého na základě aktuálních hodnot fundamentálních determinant. K odhadu BEER byla využita CO metoda, PW metoda a kointegrační vektor odhadnutý pomocí Johansenova testu (stejný nabízí i VECM). Odhad metodou OLS zde není uveden, jelikož se vyskytl problém s autokorelací. Ten byl vyřešen právě použitím CO a PW metody. Odhadnuté koeficienty u jednotlivých metod pro Českou republiku jsou: ln REER = 4,66717 + 1,38057 ln TNT − 0,4538 NFA CO: PW: ln REER = 4,62111 + 1,33051 ln TNT − 0,5671NFA JOH: ln REER = 4,6078 + 1,1506 ln TNT − 0,57587 NFA

(34) (35) (36)

Všechny proměnné vstupující do modelů jsou statisticky signifikantní a mají očekávané znaménko. Interpretaci znázorním na prvním odhadnutém modelu. Růst proměnné TNT o 1 % znamená reálnou apreciaci kurzu o 1,38 %, a tedy ztrátu konkurenceschopnosti země oproti eurozóně. Absolutní nárůst proměnné NFA o jednotku představuje reálnou depreciaci měnového kurzu o 45 %. Zde je opět nutné poznamenat, že hodnoty proměnné NFA se pohybují v intervalu od -0,499 do -0,06, a tudíž by předpokládaná změna o jednotku opravdu mohla způsobit takový velký nárůst. Je to však nereálné. Proměnné pro Slovenskou republiku jsou také statisticky signifikantní a mají správná znaménka. U této země jsou odhadnuté koeficienty pomocí rozdílných metod následující: CO: ln REER = 4,88244 + 0,485904 ln TNT − 0,297265 NFA PW: ln REER = 4,54997 + 0,878838 ln TNT − 0,529094 NFA JOH: ln REER = 4,4126 + 0,33881 ln TNT − 0,97928 NFA

(37) (38) (39)

Výklad těchto rovnic je principiálně stejný, jako pro Českou republiku. Tedy v případě použití CO metody růst TNT o 1 % způsobí posílení měny o 0,49 %, zatímco absolutní nárůst NFA o jednotku znamená oslabení měny o necelých 30 %.3 Grafické vyobrazení odhadnutých modelů BEER pro ČR nabízí Obr. 6, pro Slovenskou republiku Obr. 8. Současná nesladěnost BEER pro Českou republiku je zobrazena na Obr. 7, pro Slovenskou republiku na Obr. 9. Vzhledem k nízkým hodnotám proměnné NFA, které se pohybují v rozmezí -0,667 až -0,162, je absolutní nárůst NFA o jednotku spíše nereálný.

3

Vlastní práce

Obr. 6

50

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu ČR dle modelu BEER

Obr. 6 zachycuje trajektorie odhadnutých rovnic modelů BEER spolu se skutečným vývojem reálného efektivního měnového kurzu pro Českou republiku. REER je vyobrazen červeně, BEER odhadnutý CO metodou modře, PW metodou zeleně a pomocí Johansenova testu růžovo-fialově. Modely odhadnuté CO a PW metodou mají téměř shodný průběh, v některých obdobích se dokonce prolínají. Ve sledovaném období mají všechny měnové kurzy apreciační trend. To je způsobeno rostoucí produktivitou práce a klesajícími čistými zahraničními aktivy. Dalšími důvody, které uvádí Pavlík (2010), může být růst kvality statků, deregulace cen, odbourávání celních a politických omezení pro český export a odbourávání psychologických bariér pro český export. Výraznější výkyvy reálného efektivního měnového kurzu lze pozorovat v roce 2002 a v roce 2008. Důvodem značného posílení v roce 2002 může být, dle Pavlíka (2010), růst nominální peněžní zásoby téměř 15% tempem, což na měnových trzích vedlo k depreciačním očekáváním. To se mimo jiné odrazilo v nízkých úrokových tržních sazbách, které razantně klesaly od roku 2001 do konce roku 2003. Investoři však očekávali růst domácích úrokových sazeb na základě platnosti podmínky nekryté úrokové parity, a proto došlo k razantnímu oslabení české koruny vůči euru v období od léta 2002 do konce roku 2003. Rok 2008 je spojen s probíhající světovou finanční a ekonomickou krizí, kdy růst české ekonomiky prudce zpomalil. Na následujícím obrázku jsou znázorněny odchylky rovnovážného reálného měnového kurzu od reálného efektivního měnového kurzu.

Vlastní práce

Obr. 7

51

Nesladěnost BEER pro ČR

Pozn. (+) značí nadhodnocení, (-) podhodnocení

Modely BEER odhadnuté pomocí CO a PW metody nevykazují příliš velké odchýlení od rovnovážné úrovně (výjimkou je počátek roku 2009). V období od roku 2000 do roku 2013 se odchylky pohybují v rozmezí -4 % až +4 %. Viditelnější podhodnocení se objevilo v prvním čtvrtletí roku 2009, a to 7,12 %. Výraznější rozdíly jsou zřetelné při použití Johansenovy metody. Největší podhodnocení reálného efektivního kurzu je ve 2. čtvrtletí roku 2000, a to 5,5 %. Nadhodnocený kurz byl v období 2001:Q3 - 2003:Q4, 2004:Q3 - 2008:Q4 a 2010:Q2 - 2013:Q1. Maximum bylo ve 3. čtvrtletí roku 2008 (11,5 %). Jak již bylo uvedeno výše, v roce 2002 a 2008 byl zaznamenán výkyv v reálném efektivním měnovém kurzu. Toto atypické nadměrné reálné zhodnocení měny se projevilo jako nadhodnocení REER oproti rovnovážné úrovni. Nadhodnocení je blízkým synonymem pro nadměrnou apreciaci, která může vést ke ztrátě cenové konkurenceschopnosti. Koncem těchto dvou let se však kurz vrátil ke své rovnovážné hodnotě. Pokud by se kurz pohyboval okolo rovnovážné hodnoty i v následujících letech, tak by případné zafixování české koruny k euru (z důvodu vstupu do eurozóny) nemělo vyvolávat nerovnováhy v ekonomice. Na Obr. 8, stejně jako u grafu pro ČR, nejsou zobrazeny pouze odhady rovnovážného reálného měnového kurzu SR dle modelu BEER získané pomocí různých metod, ale také reálný efektivní měnový kurz vůči EA17.

Vlastní práce

Obr. 8

52

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu SR dle modelu BEER

Sledované měnové kurzy Slovenské republiky vykazují také výrazný apreciační charakter, avšak pouze do začátku roku 2009. Od tohoto období již posilování měny nebylo tak výrazné. To je zřejmě způsobeno zafixováním nominálního měnového kurzu k euru. Apreciační trejektorie rovnovážného kurzu, dle Gylánika 2012, souvisí s postupnou nominální konvergencí Slovenské ekonomiky k vyspělým zemím. Tato konvergence je podložená vývojem makroekonomických fundamentů, které odrážejí probíhající reálnou konvergenci. Slovenská republika narozdíl od ČR vstoupila dne 28. listopadu 2005 do ERM II. V době setrvání v režimu ERM II nesmí země svůj kurz vůči euru devalvovat, kurz nesmí vybočit z dohodnutého fluktuačního pásma a ve vývoji kurzu se nesmí vyskytnout vážná napětí. Slovenská republika zaznamenala dvě revalvace centrální parity, první v březnu 2007 (o 8,5 %) a druhou v květnu 2008 (o 15 %), což je oproti jiným zemím atypické. Dne 1. ledna 2009 vstoupila Slovenská republika do eurozóny. Konverzní kurz stanovila Rada EU na úrovni poslední centrální parity, tedy 30,1260 SKK/EUR. (Bruncková, Machlica, 2008) Zda Slovensko vstoupilo do eurozóny s nadhodnoceným či podhodnoceným reálným efektivním měnovým kurzem je lépe poznat na následujícím obrázku, který uvádí odchylky reálného efektivního kurzu od rovnovážných trajektorií kurzu odhadnutých pomocí přístupu BEER.

Vlastní práce

Obr. 9

53

Nesladěnost BEER pro SR


Z obrázku je patrné, že zatímco modely odhadnuté CO a PW metodou poukazují na podhodnocený kurz v době vstupu země do eurozóny. BEER odhadnutý Johansenovou metodou vykazuje nadhodnocení 5,66 %. Během celého sledovaného období (za použití CO a PW metody) REER kolísá kolem rovnovážné hodnoty, avšak za použití Johansenovy metody vykazuje během stejného období nadhodnocení měny. Toto nadhodnocení je nejvyšší v roce 2002, konkrétně ve 4. čtvrtletí (11,34 %), dále je výraznější v období let 2007-2008. Se vstupem země do eurozóny se toto nadhodnocení zmírnilo. Rizika nadhodnocení měnového kurzu, jak je uvádí Bruncková a Machlica (2012), spočívají v tom, že silnější měnový kurz přímo zdražuje výrobky určené k exportu, a tedy snižuje cenovou konkurenceschopnost. Jelikož je export v SR vysoce náročný na dovoz surovin, velký význam má skutečnost, že silnější kurz zlevňuje i dovážené vstupy, tzn. nepřímo zlevňuje export. Silnější měnový kurz bude mít nejspíš negativní vliv na odvětví, ve kterých produktivita práce zaostává v porovnání s ostatními, a také na sektory, které vyváží s nízkou náročností na dovoz surovin. Tímto může být například sektor služeb. Vzhledem k tomu, že v posledních čtyřech letech se reálný efektivní měnový kurz SR pohybuje okolo rovnovážné úrovně, tak pravděpodobně nebude ohrožena konkurenceschopnost a export.

Vlastní práce

54

4.6 Odhad modelu PEER Nejen REER, ale také samotné fundamenty ovlivňující rovnovážný kurz podléhají náhodným šokům a výkyvům v rámci ekonomického cyklu. Trajektorie aktuálního rovnovážného kurzu je tedy volatilní. Rovnovážné veličiny, které odráží dlouhodobý vývoj jsou získány vyhlazením proměnných vstupujících do modelů Hodrick-Prescottovým filtrem, který je blíže popsán v podkapitole 3.2.3. Makroekonomické determinanty reálného kurzu se tedy zbaví vlivu cyklických a náhodných ekonomických šoků. Hodnota parametru vyhlazení byla zvolena 1600. Jedná se o doporučenou hodnotu pro čtvrtletní údaje. Grafy takto upravených časových řad jsou uvedeny v příloze. Trajektorie permanentního rovnovážného reálného měnového kurzu jsou získány po dosazení udržitelných hodnot makroekonomických determinantů do odhadnutých modelů BEER. Grafické znázornění modelů PEER je uvedeno na Obr. 10 pro ČR a na Obr. 12 pro SR. Také je v této kapitole uvedena celková nesladěnost (cyklická plus spekulativní) dána odchylkou skutečného reálného efektivního kurzu od rovnovážného reálného kurzu odhadnutého na základě udržitelných hodnot fundamentálních determinant. Porovnává se tedy skutečný REER a odhadovaný PEER. Tyto celkové nesladěnosti jsou pro jednotlivé země vyobrazeny na Obr. 11 a Obr. 13.

Obr. 10

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu ČR dle modelu PEER

Obr. 10 opět znázorňuje nejen všechny PEER modely, ale také reálný efektivní měnový kurz. Opět je zde zřejmý apreciační trend. Odhady metodou CO jsou zde však již blíže odhadům Johansenovou metodou, než k odhadům metodou CO,

Vlastní práce

55

jak bylo zřejmé u modelů BEER (viz Obr. 6). Celková nesladěnost v % je uvedena na následujícím obrázku.

Obr. 11

Nesladěnost PEER pro ČR


Modely PEER (odhadnuty PW a Johansenovou metodou) vykazují podhodnocení v letech: 2000, 2004 a 2013. Naopak nadhodnocení v obdobích 2001-2003 a 2005-2012. Při využití CO metody je tam jen malý rozdíl, k podhodnocení měny došlo v obdobích 2000-2001, 2003-2005, v roce 2007 a od roku 2012. V ostatních obdobích byla měna nadhodnocena. Nejvýraznější podhodnocení za celé sledované období bylo ve 2. čtvrtletí roku 2000 (10,95%), nadhodnocení naopak ve 3 čtvrtletí roku 2008, a to necelých 13 %. Odhad PEER a celkovou nesladěnost pro Slovenskou republiku zobrazují následující obrázky.

Vlastní práce

Obr. 12

56

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu SR dle modelu PEER

Pozn.: křivka PEER_CO je v zákrytu za křivkou PEER_PW

Obr. 13

Nesladěnost PEER pro SR

Pozn. (+) značí nadhodnocení, (-) podhodnocení, křivka CO je v zákrytu řady PW

Všechny modely naznačují, že Slovensko vstoupilo do eurozóny s nadhodnoceným kurzem. Toto nadhodnocení se poté snižovalo a v roce 2010 se již REER pohyboval okolo rovnovážné hodnoty. Absence možnosti rychlejší reakce na nadhodnocení kurzu přes depreciaci nominálního kurzu tedy

Vlastní práce

57

nepředstavovala dlouhodobější ohrožení cenové konkurenceschopnosti domácích firem. Podobně jako u BEER modelu, i zde PEER odhadnutý pomocí Johansenovy metody značí nadhodnocení téměř po celou sledovanou dobu. Nejvyšší hodnoty celkové nesladěnosti byly zjištěny ve 2. čtvrtletí roku 2004 (9,69 %) a ve 3. čtvrtletí roku 2008 (11,38 %). Modely PEER odhadnuté pomocí CO a PW metody jsou téměř shodné, proto se na výše uvedených obrázcích zobrazuje pouze řada PW. Křivka CO je tedy v zákrytu této řady. Co se týká odchylek od REER, tak v období 2000:Q1-2003:Q2, bylo zjištěno podhodnocení kurzu a v etapách 2004:Q1-2005:Q2, 2007:Q1-2011:Q1 naopak nadhodnocení kurzu.

Diskuze

58

5 Diskuze Jak již bylo uvedeno v úvodu této diplomové práce, problematika rovnovážného měnového kurzu není sjednocena. V odborné sféře existují odlišné pohledy a autoři odborných studií používají různé modely pro odhad rovnovážného měnového kurzu. I samotný BEER model se liší v závislosti na výběru fundamentálních determinant. V následujícím textu jsou porovnány dosažené výsledky s výsledky jiných studií zaměřených na Českou a Slovenskou republiku a okomentovány případné rozdíly. Pro porovnání byly vybrány pouze výsledky prací se shodným časovým intervalem zkoumaných dat. Česká republika Komárek a Motl (2012) odhadovali BEER pomocí diferenciálu produktivity práce v ČR oproti eurozóně, podílu salda investiční pozice ČR vůči zahraničí na HDP v běžných cenách, podílu reálných investic na reálném HDP a pomocí podílu čistého exportu na HDP v běžných cenách. Vysvětlovanou proměnnou byl reálný měnový kurz CZK/EUR (deflovaný indexem PPI za zpracovatelský průmysl). Stejně jako v této předkládané diplomové práci použili kvartální data, která sezónně očistili. Také shledali výrazný dlouhodobý apreciační trend koruny, který je podle nich způsobený především rychlejším růstem produktivity práce v ČR oproti eurozóně. Výsledky odhadů v jejich studii potvrdily nadhodnocení kurzu koruny v letech 2002, 2003, 2008, 2011 a podhodnocení v letech 2000, 2001, 2007 a 2009. V letech 2004, 2005, 2006 a 2010 se kurz pohyboval kolem rovnováhy. Pro lepší názornost je uveden Obr. 14. Je zde patrné, že až na roky 2003 a 2011 se výsledky odhadů modelů BEER pomocí CO a PW metody v předkládané diplomové práci oproti této studii příliš nelišily. BEER pro tyto dva roky se však shoduje s rovnovážným měnovým kurzem odhadnutým pomocí Johansenovy metody.

Obr. 14

Nesladěnost BEER (v %), převzato z Komárek a Motl (2012)

Diskuze

59

Alberola a Navia (2007) odhadovali ve své práci BEER za použití proměnných: reálný efektivní měnový kurz (deflovaný indexem CPI), relativní produktivita (podíl HDP na počtu zaměstnaných osob), akumulovaný deficit běžného účtu a přímé zahraniční investice. Ve shodném období (2000-2004) také objevili apreciační trend koruny. Výraznější nadhodnocení shledali v roce 2002, a to zhruba 9 %, což je v souladu s našimi výsledky. Také největší podhodnocení 5% začátkem roku 2000 je shodné. Babetskii a Égert (2005) použili pro testování místo čtvrtletních časových řad měsíční. Měsíční časové řady nebyly v této DP využity z důvodu nedostupnosti dat. K odhadu rovnovážného měnového kurzu využili jako vysvětlovanou proměnnou reálný měnový kurz na bázi CPI i PPI. Vysvětlujícími proměnnými byly stejně jako v našem případě diferenciál produktivity práce a čistá zahraniční aktiva. Rozdílné trendy v produktivitě práce však měřili pomocí druhého přístupu, tedy pomocí produktivity práce v průmyslu. Odhady modelů BEER a PEER provedli metodou DOLS (dynamic ordinary least squares) a ARDL (auto-regressive distributed lag). V období let 2000-2004, ve kterých se tato studie shoduje s předkládanou DP, jsou také ve shodě dosažené výsledky. Současná nesladěnost poukazuje na podhodnocení v roce 2000 a 2004. Nadhodnocení v roce 2002 je výrazné (kolem 9 %). Celková nesladěnost se příliš neliší, opět je vidět nadhodnocení v roce 2002. Práce Komárka a Meleckého (2005) se shoduje s touto DP pouze ve třech sledovaných letech, a to 2000, 2001 a 2003. Vykazuje stejné výsledky, tedy podhodnocení v 1. pol. roku 2000, naopak nadhodnocení v roce 2002. Jako proměnné vysvětlující reálný měnový kurz použili diferenciál produktivity, přímé zahraniční investice, směnné relace, otevřenost, čistá zahraniční aktiva, vládní spotřebu a reálný úrokový diferenciál. V práci také nechybí odhad modelu PEER, který je velmi podobný tomu uvedenému v této DP na straně 54. Mohu tedy říci, že jak odhady modelu BEER, tak odhady modelu PEER pro Českou republiku, se výrazně neodlišují od již dříve publikovaných odborných studií. Slovenská republika Pro Slovensko byla nalezena pouze jedna odborná studie, a to práce M. Gylánika (2012). Pro srovnání uvažujeme pouze část zabývající se přístupem BEER. Gylánik zkoumal reálný efektivní měnový kurz na bázi PPI-manufacturing za pomoci proměnných, které jsou již vyjmenovány v kapitole 2.4.7. Tyto proměnné se oproti předkládané DP liší. Autor bohužel v práci neuvádí bližší zdůvodnění výběru ekonomických determinant. V přístupu BEER hledal dlouhodobý rovnovážný vztah mezi reálným měnovým kurzem a ekonomickými fundamenty, které byly při nestacionárních datech reprezentovány kointegračním vektorem odhadnutým pomocí Johansenova testu. Identifikoval dva modely BEER. Dále do odhadnutých modelů BEER dosadil rovnovážné hodnoty makroekonomických determinantů reálného kurzu zbavených vlivu cyklických a náhodných ekonomických šoků, což v mojí práci představuje model PEER. Oba přístupy jsou pro názornost uvedeny v následujícím obrázku.

Diskuze

Obr. 15

60

Skutečný, aktuální a dlouhodobý rovnovážný reálný efektivní měnový kurz, převzato z Gylánik (2012)

Z Obr. 15 je patrné, že skutečný reálný efektivní měnový kurz se příliš neodchyloval od aktuálního či dlouhodobého rovnovážného reálného měnového kurzu v období od roku 2000 do konce roku 2005. V následujících dvou letech byl kurz podhodnocen a v roce 2009 nadhodnocen. Tyto výsledky se liší od předkládané diplomové práce. Můžeme tedy vidět, že při použití jiných vysvětlujících a jiné závislé proměnné, je rozdílný i pohled na nadhodnocení či podhodnocení kurzu.

Závěr

61

6 Závěr Cílem této diplomové práce bylo odhadnout rovnovážné reálné měnové kurzy pro Českou republiku a pro Slovenskou republiku s využitím přístupů behaviorálního reálného měnového kurzu (BEER) a permanentního reálného měnového kurzu (PEER). Zkoumaným vzorkem byly časové řady vybraných makroekonomických proměnných od prvního čtvrtletí roku 2000 do 4. čtvrtletí roku 2013. Těmito proměnnými byl diferenciál produktivity práce (PRO), relativní cena neobchodovatelného zboží v domácí ekonomice v poměru k zahraničnímu neobchodovatelnému zboží (TNT), diferenciál úrokových sazeb (ID), čistá zahraniční aktiva (NFA), směnné relace (TOT) a poměr domácího dluhu k zahraničnímu dluhu (DEBT). BEER a PEER byl odhadnut na základě reálného efektivního měnového kurzu (REER) vyjádřeného vůči zemím EA17. Ekonometrické modelování začalo testováním stacionarity vybraných časových řad pomocí testů jednotkového kořene. Použit byl ADF test a KPSS test. V případě, že vykazovaly protichůdné výsledky, bylo o stacionaritě rozhodnuto na základě korelogramů. Bylo zjištěno, že většina časových řad není stacionární. Jediná výjimka je časová řada diferenciálu úrokových měr u České republiky. Nestacionární časové řady nejsou integrovány řádu 0, ale jsou stacionární na prvních diferencích. Považujeme je tedy za časové řady integrovány prvního řádu I(1). K odhadu rovnovážného měnového kurzu bylo sestaveno několik modelů. Ukázalo se, že podle behaviorálního modelu má na vývoj měnového kurzu vliv produktivita práce (měřená nepřímo) a čistá zahraniční aktiva. Tyto proměnné se ukázaly jako statisticky významné u obou zemí. Dále byl mezi těmito proměnnými identifikován dlouhodobý vztah prostřednictvím kointegračního vektoru a odhadu VECM modelu. Časové řady jsou kointegrované a rezidua modelů pro obě země jsou stacionární, následoval tedy odhad metodou nejmenších čtverců. Vyskytl se zde však problém sériové korelace, proto byla OLS metoda nahrazena CO a PW metodou. K odhadu BEER tedy byla využita CO metoda, PW metoda a kointegrační vektor odhadnutý pomocí Johansenova testu (stejný uvádí i VECM). PEER model byl získán dosazením proměnných, které byly vyhlazeny Hodrick-Prescottovým filtrem, do odhadnutých modelů BEER. Cíl diplomové práce byl splněn. Dílčím cílem této práce, avšak neméně důležitým, bylo zhodnocení rozdílu mezi odhadnutými rovnovážnými měnovými kurzy a skutečnými reálnými měnovými kurzy ve sledovaných zemích. Model BEER odhadnutý pro Českou republiku metodou CO a PW nevykazoval po celé sledované období příliš velké odchýlení od rovnovážné úrovně (výjimkou je počátek roku 2009, kdy bylo zjištěno podhodnocení 7,12 %). Výraznější rozdíly nabízí model BEER odhadnutý z kointegračního vektoru Johansenova testu. Podhodnocený kurz byl v roce 2000, nadhodnocený v období 2001:Q3 – 2003:Q4 , 2004:Q3-2008:Q4 a 2010:Q2 - 2013:Q1. Modely PEER pro Českou republiku již shodně poukazují na nadhodnocení měny v letech 2002 a 2008. V těchto letech tedy směnný kurz

Závěr

62

vytvářel nepříznivé podmínky pro exportéry a tím pádem i pro celkový ekonomický růst. Reálný efektivní měnový kurz Slovenské republiky kolísal během celého sledovaného období kolem behaviorálního měnového kurzu odhadnutého CO a PW metodou. Za použití Johansenovy metody byl však REER nadhodnocen, nejvíce v období 2003-2004, 2007-2008. Od roku 2009, kdy Slovensko vstoupilo do eurozóny, se nadhodnocení měny výrazně zmírnilo. Celková nesladěnost poukazuje na mírný výkyv v roce 2004 a větší odchylku v roce 2008. Dílčí cíl této diplomové práce byl také splněn. Pro dosažení větší objektivnosti odhadů rovnovážného kurzu by bylo možné navázat na tuto diplomovou práci aplikováním více alternativních přístupů často využívaných v odborné literatuře, jako je například model FEER.


63

7 Bibliografické citace ALBEROLA, E., NAVIA, D. Equilibrium Exchange Rates in the New EU Members: External Imbalances vs. Real Convergence. Madrid: Banco de Espada, 2007. Documentos de Trabajo N. 0708. ISSN: 0213-2710 (print), ISSN: 1579-8666 (on-line). ARLT, J. Kointegrace v jednorovnicových modelech. Politická ekonomie. 1997. č. 5, s. 733-746. ISSN 0032-3233. BABETSKII, I., ÉGERT, B. Equilibrium Exchange Rate in the Czech Republic: How Good is the Czech BEER? Finance a úvěr - Czech Journal of Economics and Finance. 2005. vol. 55, no. 5-6, pp. 232-252. ISSN 0015-1920. BEVERIDGE, S., NELSON, C. R. A New Approach to Decomposition of Economic Time Series into Permanent and Transitory Components with Particular Attention to Measurement of the "Business Cycle". Journal of Monetary Economics. 1981. vol. 7, pp. 151-174. BRUNCKOVÁ, M., MACHLICA, G. Odhad rovnovážneho výmenného kurzu SR. Inštitút finančnej politiky. Ministerstvo financií SR. 2008. 34 s. CASSEL, G. Abnormal Deviations in International Exchange. Economic Journal. 1918. vol. 28, no. 112, pp. 413-415. CLARIDA, R., GALI, J. Sources of Real Exchange Rates Fluctuations: How Important are Nominal Shocks? Canargie-Rochester Series on Public Policy. 1995. vol. 41, pp. 1-56. CLARK, P.B., MACDONALD, R. Exchange Rates and Economic Fundamentals: A Methodological Comparison of BEERs and FEERs. International Monetary Fund. 1998. IMF Working Paper no. WP/98/67. CLARK, P.B., MACDONALD, R. Filtering the BEER: A Permanent and Transitory Decomposition. International Monetary Fund. 2000. IMF Working Paper no. WP/00/144. CLINE, W. R. Estimates of Fundamental Equilibrium Exchange Rates, May 2013. Washington: Peterson Institute for International Economics. 2013. no. PB13-15. ČIHÁK, M. Reálný měnový kurz: hledání jeho rovnovážné hodnoty. Finance a úvěr - Czech Journal of Economics and Finance. 1999. vol. 49, no. 2, pp. 111-115.


64

ČNB. ARAD systém časových řad. [online]. 2014a. [cit. 2014-03-28]. Dostupné z www: . ČNB. Co to je nominální a reálný měnový kurz? [online]. 2014b. [cit. 2014-0315]. Dostupné z www: . ČNB. Metodický list: Reálný efektivní kurz koruny deflovaný cenovými indexy. [online]. 2014c. [cit. 2014-03-20]. Dostupné z www: . ČNB. Metodický list: Reálný efektivní kurz koruny deflovaný HDP deflátorem. [online]. 2014d. [cit. 2014-03-20]. Dostupné z www: . ČNB. Metodický list: Reálný efektivní kurz koruny deflovaný indexem jednotkových nákladů práce (ULC). [online]. 2014e. [cit. 2014-03-20]. Dostupné z www: . ČSÚ. Metainformace k ukazateli. [online]. 2014a. [cit. 2014-03-28]. Dostupné z www: . ČSÚ. Metodické poznámky. [online]. 2014b. [cit. 2014-03-28]. Dostupné z www: . DRIVER, R. L., WESTAWAY, P. F. Concepts of equilibium exchange rates. Bank of England, 2004. Working Paper no. 248. ISSN 1368-5562. EUROSTAT. Eurostat Home. [online]. 2014. [cit. 2014-05-30]. Dostupné z www: . ÉGERT, B. Assessing Equilibrium Exchange Rates in CEE Acceding Countries: Can We Have DEER with BEER without FEER? A critical survey of the literature. BOFIT Discussion Papers, 2004. no.1. ISBN 951-686-884-3, ISSN 1456-4564 (print). ISBN 951-686-885-1, ISSN 1456-5889 (online). FRAIT, J., KOMÁREK, L. Dlouhodobý rovnovážný reálný měnový kurz koruny a jeho determinanty. Praha: Česká národní banka, 1999, VP č.9. GYLÁNIK, M. Metodika výpočtu efektívneho výmenného kurzu v NBS. Národná banka Slovenska, Odbor menovej politiky. 2011. 25 s.


65

GYLÁNIK, M. Odhad rovnovážneho reálneho efektívneho výmenného kruzu pre slovenskú ekonomiku. Národná banka Slovenska, 2012. č. 3. HINNOSAAR, M. KAADU, H. UUSKÜLA, L. Estimating the Equilibrium Exchange Rate of the Estonian Kroon. Working Papers of Eesti Pank, 2005. no. 2. ISBN 9949-404-30-4, ISSN 1406-7161. HODRICK, R. J., PRESCOTT, E. C. Post-War U.S. Business Cycles: an Empirical Investigation. Carnegie-Mellon University, 1981. Discussion paper no. 451. HODRICK, R. J., PRESCOTT, E. C. Post-War U.S. Business Cycles: an Empirical Investigation. Journal of Money, Credit, and Banking. 1997. vol. 29, no.1, pp. 1-16. HOLMAN, R. Reálný devizový kurs, diferencované zboží a neobchodní zboží. Finance a úvěr. 1993a. č. 2, s. 58-64. HOLMAN, R. Reálný devizový kurs, zákon jediné ceny a teorie parity kupní síly. Finance a úvěr. 1993b. č.1, s. 14-24. JOHANSEN, S. Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. Econometrica. 1991. vol. 59, no. 6, pp. 1551-1580. KOMÁREK, L., MELECKÝ, M. The Behavioural Equilibrium Exchange Rate of the Czech Koruna. Transition Studies Review. 2007. vol. 14, no. 1, pp. 105-121. ISSN 1614-4007. KOMÁREK, L., MOTL, M. Behaviorální a fundamentální rovnovážný měnový kurz české koruny. Politická ekonomie. 2012. č. 2, s. 147-166. KWIATKOWSKI, D. PHILLIPS, P.C.B, SCHMIDT, P., SHIN, Y.. Testing the null hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root. Journal of Econometrics. 1992. no. 54. pp. 159-178. MACDONALD, R. Concepts to Calculate Equilibrium Exchange Rates: An Overview. Economic Research Group of the Deutsche Bundesbank, 2000. Discussion paper no. 3/00, p. 74. ISBN 3-933747-75-7. MACDONALD, R. What Determines Real Exchange Rates? The Long and Short of It. International Monetary Fund. 1997. IMF Working Paper no. WP/97/21. MAESO-FERNANDEZ, F., OSBAT, CH., SCHNATZ, B. Determinants of the Euro Real Effective Exchange Rate: A BEER/PEER Approach. European Central Bank, 2001. Working Paper Series no. 85, p. 48, ISSN 1561-0810.


66

MANDEL, M., TOMŠÍK, V. Relativní verze teorie parity kupní síly: problémy empirické verifikace. Politická ekonomie. 2008. č. 6, s. 723-738. MIČÚCH, M. Vývoj teorie parity kupní síly a rovnovážný měnový kurz. Politická ekonomie. 2009. č. 3. s. 323-343. NBS. Efektívne výmenné kurzy. [online]. 2014a. [cit. 2014-05-01]. Dostupné z www: . NBS. Metodika výpočtu efektívneho výmenného kurzu v NBS. [online]. 2014b. [cit. 2014-04-15]. Dostupné z www: . NEUMANN, P., ŽAMBERSKÝ, P., JIRÁNKOVÁ, M. Mezinárodní ekonomie. 1. vyd. Praha: Grada, 2010. 160 s. ISBN 978-80-247-3276-3. OECD Statistics. [online]. 2014. .

[cit. 2014-05-15]. Dostupné z www:

PAVLÍK, Z. "Přestřelení" měnového kurzu CZK/EUR v rámci jeho dlouhodobého trendu. VŠE. Praha. 2010. ISBN: 978-80-245-1583-0. PLAŠIL, M. Potenciální produkt, mezera výstupu a míra nejistoty spojená s jejich určením při použití Hodrick-Prescottova filtru. Politická ekonomie. 2011. č. 4. s. 490-507. PLECITÁ, K., STŘELEC, L. On equilibrium real exchange rates in euro area: Special focus on behavioral equilibrium exchange rates in Ireland and Greece. Acta Universitatis Agriculturae et Silviculturae Mendelianae Brunensis. 2012. sv. LX, č.2, s. 261-269. ISSN 1211-8516. SALTO, M., TURRINI, A. Comparing alternative methodologies for real exchange rate assessment. European Economy. 2010. Economic Papers no. 427. ISSN 1725-3187. ISBN 978-92-79-14913-9. SIREGAR, R. Y. The Concepts of Equilibrium Exchange Rate: A Survey of Literature. The South East Asian Central Banks, 2011. Staff Paper no. 81. SCHNATZ, B., VIJSELAAR, F., OSBAT, CH. Productivity and the ("synthetic") euro-dollar exchange rate. European central bank, 2003. Working paper no. 225. ISSN 1725-2806. STEIN, J., ALLEN, P. Fundamental Determinants of Exchange Rates. Oxford: Clarendon Press, 1995.


67

STOCK, J. H., WATSON, M. W. Testing for Common Trends. Journal of the American Statistical Association, 1998, vol. 83, pp. 1097-1107. SYROVÁTKA, P. Analýza cenových interakcí mezi českým a světovým trhem s potravinářskou pšenicí. Acta Universitatis Agriculturae et Silviculturae Mendelianae Brunensis. 2010. sv. LVIII, č.6, s. 533-542. ŠKOP, J., VEJMĚLEK, J. Od parity kupní síly k NATREXu - případ české koruny. Politická ekonomie. 2009. č. 3. s. 323-343. ŠMÍDKOVÁ, K. Estimating the FEER for the Czech Economy. Praha: Česká národní banka, 1998. Working Paper Series no. 87. ŠOBA, O., ŠIRŮČEK, M., PTÁČEK, R. Finanční matematika v praxi. 1. vyd. Praha: Grada, 2013. 304 s. ISBN 978-80-247-4636-4. WILLIAMSON, J. The Exchange Rate System. Washington: Institiute for International Economics, 1983. WILLIAMSON, J. Estimating Equilibrium Exchange Rates. 1. vyd. Washington DC: Peterson Institute of International Economics, 1994. ISBN 0-88132076-5.

68

Seznam obrázků Obr. 1

Reálný efektivní měnový kurz České republiky

15

Obr. 2

Reálný efektivní měnový kurz Slovenské republiky

17

Obr. 3

Koncepce rovnovážných měnových kurzů

19

Obr. 4

Ekonometrické proměnné

43

Obr. 5

ACF a PACF pro l_REER_sa

44

Obr. 6

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu ČR dle modelu BEER

50

Obr. 7

Nesladěnost BEER pro ČR

51

Obr. 8

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu SR dle modelu BEER

52

Obr. 9

Nesladěnost BEER pro SR

53

Obr. 10

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu ČR dle modelu PEER

54

Obr. 11

Nesladěnost PEER pro ČR

55

Obr. 12

Odhad rovnovážného reálného měnového kurzu SR dle modelu PEER

56

Obr. 13

Nesladěnost PEER pro SR

56

Obr. 14

Nesladěnost BEER (v %), převzato z Komárek a Motl (2012)

58

Skutečný, aktuální a dlouhodobý rovnovážný reálný efektivní měnový kurz, převzato z Gylánik (2012)

60

Obr. 15

69

Seznam tabulek Tab. 1

Hlavní alternativní způsoby výpočtu reálného kurzu

12

Tab. 2

Rozdělení modelů na pozitivní a normativní

20

Tab. 3

Rozdělení modelů na jednorovnicové a vícerovnicové

21

Tab. 4

Počty determinantů použitých v jiných empirických studiích

31

Tab. 5

ADF test a KPSS test

43

Tab. 6

ADF test a KPSS test u diferencovaných časových řad

45

Tab. 7

Stacionarita časových řad

45

Tab. 8

Johansenův test kointegrace

47

Tab. 9

Renormalizované beta koeficienty

47

70

Seznam zkratek ACF

Autokorelační funkce

ADF test

Rozšířený Dickey-Fullerův test

AIC

Akaikeho informační kritérium

ARDL

Autoregresivní model distribuovaných zpoždění

BEER

Behaviorální rovnovážný měnový kurz

BIC

Schwarzovo informační kritérium

CHEER

Kapitálově upravený měnový kurz

CO

Cochrane-Orcutt

CPI

Index spotřebitelských cen

ČNB

Česká národní banka

ČR

Česká republika

DARER

Dluhově přizpůsobený reálný měnový kurz

DEBT

Poměr domácího vládního dluhu k zahraničnímu dluhu

DEER

Žádoucí rovnovážný měnový kurz

DOLS

Metoda dynamických nejmenších čtverců

E

Nominální měnový kurz

EA

Eurozóna

ECB

Evropská centrální banka

ERM II

Mechanismus směnných kurzů II

FEER

Fundamentální rovnovážný měnový kurz

HDP

Hrubý domácí produkt

HP filtr

Hodrick-Prescottův filtr

HQC

Hannanovo-Quinnovo informační kritérium

ID

Diferenciál úrokových sazeb

ITMEER

Střednědobý model rovnovážného měnového kurzu

KPSS test Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test MB

Makroekonomická bilance

NATREX

Přirozený reálný měnový kurz

NBS

Národní banka Slovenska

71

NEER

Nominální efektivní měnový kurz

NFA

Čistá zahraniční aktiva

OECD

Organizace pro hospodářskou spolupráci a rozvoj

OLS

Metoda nejmenších čtverců

PACF

Parciální autokorelační funkce

PEER

Permanentní rovnovážný měnový kurz

PPI

Index cen průmyslových výrobců

PPP

Parita kupní síly

PW

Preis-Winsten

Q

Reálný měnový kurz

R

Reálný měnový kurz

REER

Reálný efektivní měnový kurz

S

Nominální měnový kurz

SITC

Standardní mezinárodní klasifikace zboží

SR

Slovenská republika

TNT

Relativní cena neobchodovatelného zboží v domácí ekonomice v poměru k zahraničnímu neobchodovatelnému zboží

TOT

Směnné relace

UIP

Nekrytá úroková parita

ULC

Jednotkové náklady práce

VAR

Vektorový autoregresní model

VECM

Vektorový model korekce chyby

Přílohy

72

Přílohy

Přílohy

73

Příloha č. 1: ADF test pro Českou republiku Test bez konstanty Proměnná p-hodnota l_REER_sa l_PRO_sa l_TNT_sa ID_sa NFA_sa l_TOT_sa l_DEBT_sa

0,9418 0,6756 0,4899 0,0185** 0,5287 0,1494 0,0470**

testovací statistika 1,2023 -0,0216 -0,5244 -2,3433 -0,4288 -1,4046 -1,9676

Test s konstantou p-hodnota 0,6302 0,2410 0,6540 0,1575 0,4575 0,3791 0,0001***

testovací statistika -1,3037 -2,1094 -1,2518 -2,3462 -1,6489 -1,8039 -4,5565

Test s konstantou a trendem testovací p-hodnota statistika 0,9819 -0,5369 0,9976 0,1363 0,7060 -1,7980 0,2607 -2,6437 0,9957 -0,0465 0,2110 -2,7636 0,0075*** -4,0444

Pozn.: *,**,*** značí zamítnutí nulové hypotézy na 10%, 5%, a 1% hl. významnosti Zdroj: vlastní zpracování

Příloha č. 2: ADF test pro Slovenskou republiku Test bez konstanty Proměnná p-hodnota l_REER_sa l_PRO_sa l_TNT_sa ID_sa NFA_sa l_TOT_sa l_DEBT_sa

0,8726 0,0009*** 0,8901 0,2911 0,9379 0,7077 0,6792

testovací statistika 0,7313 -3,3207 0,8281 -0,9854 1,1670 0,0782 -0,0161

Test s konstantou p-hodnota 0,5261 0,7666 0,7274 0,7672 0,7108 0,6833 0,5053

testovací statistika -1,5153 -0,9680 -1,0763 -0,9662 -1,1186 -1,1850 -1,5558

Pozn.: *,**,*** značí zamítnutí nulové hypotézy na 10%, 5%, a 1% hl. významnosti Zdroj: vlastní zpracování

Test s konstantou a trendem testovací p-hodnota statistika 0,9943 -0,1354 0,9958 -0,0396 0,9803 -0,5691 0,0230** -3,6895 0,9762 -0,6408 0,4965 -2,1867 0,9961 -0,0119

Přílohy

Příloha č. 3: ACF a PACF jednotlivých proměnných pro ČR

74

Přílohy

Příloha č. 4: ACF a PACF jednotlivých proměnných pro SR

75

Přílohy

76

Přílohy

77

Příloha č. 5: Odhady modelu BEER pro Českou republiku za použití proměnné PRO Metoda OLS1 CO1 PW1 OLS2 CO2 PW2 OLS3 CO3 PW3 OLS4 CO4 PW4

l_PRO_sa 0,127 0,166 0,199 0,123 0,162 0,183 0,131 0,112 0,242 -

NFA_sa -0,758*** -0,555*** -0,550*** -0,726*** -0,568*** -0,565*** -0,747*** -0,640*** -0,659*** -0,816*** -0,674*** -0,781***

l_TOT_sa 0,373 -0,240 -0,229 -

Pozn.: *,**,*** značí statistickou významnost proměnné na 10%, 5%, a 1% hl. významnosti Zdroj: vlastní zpracování

l_DEBT_sa 0,005 0,084 0,098 0,023 0,088 0,097 -

const 4,754*** 4,940*** 4,990*** 4,779*** 4,932*** 4,964*** 4,761*** 4,777*** 4,913*** 4,587*** 4,638*** 4,593***

R2 0,909 0,969 0,971 0,909 0,969 0,971 0,908 0,969 0,970 0,908 0,969 0,970

DW 0,374 1,247 1,279 0,353 1,304 1,335 0,356 1,304 1,324 0,356 1,309 1,308

Přílohy

78

Příloha č. 6: Odhady modelu BEER pro Českou republiku za použití proměnné TNT Metoda OLS5 CO5 PW5 OLS6 CO6 PW6 OLS7 CO7 PW7

l_TNT_sa 1,174*** 1,358*** 1,320*** 1,168*** 1,371*** 1,329*** 0,974*** 1,381*** 1,331***

NFA_sa -0,622*** -0,430*** -0,452*** -0,650*** -0,448*** -0,567*** -0,630*** -0,454*** -0,567***

l_TOT_sa 1,153* -0,099 -0,050 1,309 -0,107 -0,020 -


l_DEBT_sa 0,020 0,036 0,096 -

const 4,624*** 4,708*** 4,747*** 4,595*** 4,671*** 4,621*** 4,619*** 4,667*** 4,621***

R2 0,940 0,976 0,977 0,940 0,976 0,977 0,932 0,976 0,977

DW 0,543 1,373 1,384 0,577 1,389 1,396 0,387 1,629 1,604

Přílohy

79

Příloha č. 7: Odhady modelu BEER pro Slovenskou republiku za použití proměnné PRO Metoda OLS1 CO1 PW1 OLS2 CO2 PW2 OLS3 CO3 PW3 OLS4 CO4 PW4 OLS5 CO5 PW5

l_PRO_sa 0,878*** 0,549*** 0,692*** 0,825*** 0,463*** 0,585*** 0,880*** 0,471*** 0,576*** 0,962*** 0,167 0,551 -

ID_sa -0,006*** -0,003 -0,004 -

NFA_sa -0,453*** -0,673*** -0,599*** -0,444*** -0,692*** -0,663*** -0,474*** -0,689*** -0,678*** -0,468*** -0,381*** -0,731*** -1,105*** -0,343** -0,987***

l_TOT_sa -0,402*** -0,027 -0,153 -0,485** 0,019 -0,069 -


l_DEBT_sa -0,086*** -0,064 -0,080 -0,088*** -0,047 -0,070* -0,071*** -0,049 -0,068* -

const 5,813*** 5,327*** 5,523*** 5,751*** 5,228*** 5,371*** 5,837*** 5,236*** 5,357*** 5,989*** 5,200*** 5,341*** 4,474*** 5,085*** 4,516***

R2 0,994 0,996 0,995 0,992 0,995 0,995 0,991 0,995 0,995 0,989 0,996 0,995 0,971 0,996 0,994

DW 1,217 1,870 1,825 0,900 1,753 1,702 0,728 1,757 1,686 0,627 1,607 1,654 0,245 1,510 1,415

Přílohy

80

Příloha č. 8: Odhady modelu BEER pro Slovenskou republiku za použití proměnné TNT Metoda OLS6 CO6 PW6 OLS7 CO7 PW7 OLS8 CO8 PW8 OLS9 CO9 PW9

l_TNT_sa 1,074*** 0,464** 0,971*** 1,045*** 0,503** 0,953*** 1,002*** 0,496** 0,885*** 1,025*** 0,486** 0,879***

ID_sa 0,001 -0,001 0,001 -

NFA_sa -0,280*** -0,282** -0,452*** -0,305*** -0,282** -0,466*** -0,471*** -0,311** -0,538*** -0,496*** -0,297** -0,529***

l_TOT_sa -0,686*** 0,099 0,056 -0,688*** 0,104 0,051 -0,332*** 0,098 0,103 -


l_DEBT_sa const -0,147*** 4,512*** -0,047 4,879*** -0,099 4,511*** -0,147*** 4,506*** -0,045 4,872*** -0,101 4,507*** 4,546*** 4,874*** 4,548*** 4,543*** 4,882*** 4,550***

R2 0,994 0,996 0,996 0,994 0,996 0,996 0,985 0,996 0,996 0,984 0,996 0,996

DW 1,232 1,877 1,963 1,205 1,868 1,963 0,359 1,791 1,890 0,302 1,838 1,946

Přílohy

Příloha č. 9: VECM pro Českou republiku

81

Přílohy

Příloha č. 10: VECM pro Slovenskou republiku

82

Přílohy

Příloha č. 11: Proměnné TNT a NFA pro ČR vyhlazeny HP filtrem

83

Přílohy

Příloha č. 12: Proměnné TNT a NFA pro SR vyhlazeny HP filtrem

84

Problematika rovnovážného reálného měnového kurzu v České a Slovenské republice

Recommend Documents