Hypotéza permanentního příjmu v zemích visegrádské skupiny

Ekonomie 20 2014, XVII, 4 DOI: 10.15240/tul/001/2014-4-002 Úvod Spotfieba tvofií zhruba 50–70 % HDP [24]. V˘daje domácností na koneãnou spotfiebu a její souvislosti s dal‰ími ekonomick˘mi a spoleãensk˘mi ukazateli popisují rÛzné teorie, které také rÛznû vysvûtlují spotfiebitelské chování. Struãn˘ asrozumiteln˘ pfiehled o teorii spotfiebních funkcí a jejich ekonomické podstaty naleznou zájemci napfi. v ãlánku [22] a v detailech pak vdal‰í literatufie. Studie vûnované konkrétním ekonomikám jsou zaloÏeny na pfiedpokladu platnosti urãité teorie. Koncept permanentní spotfieby definoval vroce 1957 M. Friedman; spolu s Modiglianiho teorií Ïivotního cyklu z roku 1954 jsou to dvû alternativní reakce na zji‰tûní, Ïe dfiívûj‰í Keynesovu hypotézu absolutního pfiíjmu (jak ji pracovnû naz˘vá souãasná literatura, napfi. [9]) nelze empiricky doloÏit pomocí agregátních dat. První dvû zmínûné teorie, aã zcela autonomní, b˘vají nûkdy pouÏívány v kombinaci (napfi. [28]). Jako s v principu totoÏn˘m konceptem s nimi zachází Hall [13], jehoÏ ãlánek poloÏil základy ktechnice testování hypotézy permanentnosti, jak ji navrhují Campbell a Mankiw [4]. Agregátní spotfieba je také dÛleÏitou veliãinou pro autory politick˘ch rozhodování, coÏ je zdÛraznûno a v souvislosti s jednotliv˘mi teoriemi vysvûtleno v [10]. Hypotéza o permanentním pfiíjmu a spotfiebû vychází z pfiedpokladu, Ïe subjekt spí‰e plánuje svoje spotfiební v˘daje v závislosti na v˘‰i dlouhodobû oãekávaného pfiíjmu, neÏ aby se rozhodoval podle pfiíjmu aktuálního. Pro tvÛrce hospodáfiské politiky je dÛleÏité, Ïe pfii platnosti této hypotézy se spotfiebitel rozhoduje na základû sv˘ch expektací a jeho spotfiební v˘daje jsou proporãní permanentnímu pfiíjmu. ÚroveÀ této proporãnosti mÛÏe prostfiednictvím úrokové míry ovlivnit centrální banka. Je tfieba také poãítat s tím, Ïe spotfiebitel bude jinak reagovat na ‰oky permanentní neÏ na ‰oky tranzitorní. Ohlá‰ení doãasného zv˘‰ení daní v pfiedem vymezeném krátkodobém ãasovém horizontu povede k jiné reakci, neÏ jakou by zpÛsobilo zv˘‰ení trvalé. Permanentním ‰okem mÛÏe b˘t napfi. zmûna sociálního systému, jak to dokladuje napfi. [26]. Za pfiedpokladu platnosti hypotézy permanentnosti je moÏné nemûfiitelnou veliãinu permanentního pfiíjmu na agregátní úrovni vypoãítat pfii znalosti disponibilního pfiíjmu a pouÏití mechanismu adaptivního oãekávání. Teprve mnohem pozdûji byl formulován postup, kter˘ umoÏnil posoudit, zda v dané ekonomice je tato hypotéza opravdu platná. Empirická zji‰tûní v‰ak spotfiebu na úrovni permanentního pfiíjmu velmi ãasto nepotvrzovala, aãkoliv samotná teorie nebyla nijak zpochybnûna. Realistické posouzení umoÏnil aÏ test Campbella a Mankiwa [4], kter˘ pracuje s pfiedpokladem, Ïe permanentní pfiíjem vyuÏívá jen ãást domácností ajejich procentní podíl je moÏné vyãíslit. Cílem tohoto ãlánku je (a) Sjednotit texty smûfiující k formulaci kriteria pro stanovení podílu domácností, na jejichÏ spotfiební v˘daje lze aplikovat teorii permanentního pfiíjmu. V˘sledkem je jednorovnicov˘ ekonometrick˘ model s parametrem urãujícím právû velikost tohoto podílu. (b) Zjistit, jaké mnoÏství domácností v âR realizuje spotfiební v˘daje v souladu shypotézou permanentního pfiíjmu. Vzhledem knemoÏnosti pfiímé kontroly ekonomické správnosti v˘sledku je aplikace roz‰ífiena na zemû Visegrádu a, rovnûÏ kontrolnû, jsou v˘poãty provedeny také pro Rakousko. Vzhledem k povaze dat se ukázalo jako vhodnûj‰í analyzovat Visegrád jako celek, i za cenu ztráty jemnûj‰ího rozli‰ení. Finanãní a ekonomické disturbance z konce prvního a zaãátku tohoto desetiletí se projevují vdisponibilních datech a mohly by ovlivnit v˘sledky. Proto je vûnována pozornost i implementaci faktoru krize do spotfiebních modelÛ. HYPOTÉZA PERMANENTNÍHO P¤ÍJMU V ZEMÍCH VISEGRÁDSKÉ SKUPINY Václava Pánková EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:12 Stránka 20 Economics 214, XVII, 2014 1. Permanentní pfiíjem a spotfieba Friedman [12] vy‰el z pfiedpokladu, Ïe lidé se snaÏí udrÏet si konstantní Ïivotní úroveÀ s ohledem na svÛj „normální“ pfiíjem, pfiestoÏe jejich aktuální pfiíjem mÛÏe b˘t odli‰n˘. Klíãová je úvaha, Ïe plánovanou spotfiebu lze ztotoÏnit se skuteãnou spotfiebou. Pfiíjem Ytaspotfiebu Ct postuluje jako veliãiny sloÏené ze dvou ãástí, permanentní YP t, resp. CP tatranzitorní YT t, resp. CT t, tedy (1) pfiiãemÏ Ïádná z obou sloÏek není pozorovatelná. Permanentní veliãiny jsou ve vztahu úmûrnosti dané koeficientem β, CP t= β YP t, tranzitorní ãásti z dlouhodobého hlediska smûfiují limitnû k nulové hodnotû. Permanentní pfiíjem lze pomûrnû snadno vypoãítat za pfiedpokladu adaptivního oãekávání (postup detailnû napfi. v[7]). Je-li aktuální disponibilní pfiíjem vy‰‰í / niωí neÏ permanentní, je nav˘‰en / sníÏen oãástku proporãní pfiíslu‰nému rozdílu , (2) kde Parametr λvystihuje pfiedpoklad, Ïe pfiizpÛsobení se permanentnímu pfiíjmu není provedeno plnou ãástkou, ale ãást rozdílu je dÛsledkem variability tranzitorní sloÏky. S v˘razem (2) lze dále pracovat; permanentní pfiíjem lze vyjádfiit a následnû i vypoãítat jako kombinaci aktuálního a zpoÏdûn˘ch disponibilních pfiíjmÛ; v˘sledkem je i stanovení hodnoty parametru λ. Detaily v [7]. Z hypotézy o proporãnosti permanentní spotfieby vzhledem k permanentnímu pfiíjmu vypl˘vá lze vnímat jako náhodnou sloÏku modelu, kter˘ pak bude zahrnovat jiÏ pouze mûfiitelné veliãiny. Také je moÏné pfievést (2) na schéma známé jako Koyckovo geometricky rozdûlené zpoÏdûní transformující vztah do kompaktního tvaru (3) kde se zji‰Èuje pfii aplikaci mechanismu adaptivního oãekávání, βje jiÏ v˘‰e zmínûn˘ koeficient úmûrnosti, θje náhodná sloÏka. Podle Friedmana jsou λiβfunkcí úrokové míry, za kterou si spotfiebitel pÛjãuje. Z (3) je patrné, Ïe Ïe mezní sklon ke spotfiebû je , zatímco dlouhodobû, pfii vymizení náhodn˘ch vlivÛ, dostaneme a tedy , kdyÏ pfiedstavují rovnováÏné hodnoty. Je také evidentnû β> λβ, dlouhodob˘ vliv pfiíjmu na spotfiebu je tedy vy‰‰í neÏ ukazatel krátkodob˘. 2. Testování permanentnosti Samotn˘ v˘poãet ale nijak nefie‰í otázku, zda hypotéza o permanentním pfiíjmu je v dané ekonomice skuteãnû platná. Navíc se ukázalo, Ïe aplikace selhávají z dÛvodu nerespektování nestacionarity pfiíslu‰n˘ch veliãin (podrobnû [6]) a vztahÛ vedoucích k formulaci racionálních oãekávání [21]. Lucas [21] argumentuje nemoÏností dlouhodobû udrÏet stabilní relaci mezi disponibilním a permanentním pfiíjmem. Zmûny jin˘ch ekonomick˘ch nebo sociálních veliãin, napfi. cenov˘ch relací nebo vûku atp., mohou zmûnit preference a pfiedstavu o optimálním rozhodnutí kaÏdého ekonomického subjektu, coÏ se projeví i na agregátní úrovni. Cestou k fie‰ení je pak úloha maximalizovat uÏitek pfii racionálních oãekáváních o budoucím v˘voji uÏitkové funkce. V˘chodiskem k testování hypotézy permanentnosti se staly závûry publikované Hallem [13]. Problém formuluje jako dynamickou optimalizaãní úlohu maximalizovat oãekávan˘ uÏitek z celkové spotfieby bûhem Tobdobí Ïivotního cyklu, pfiiãemÏ se spotfiebitel podle sv˘ch preferencí rozhoduje mezi spotfiebou aktuální abudoucí. Z Hallov˘ch v˘sledkÛ vypl˘vá dÛsledek, Ïe k urãení spotfieby Ct+1 není tfieba Ïádn˘ch jin˘ch informací, neÏ hodnoty spotfieby Ct. Konkrétní souvislost závisí na zvolené uÏitkové funkci; je-li tato kvadratická, bude (4) sparametry β0, β1, a náhodnou sloÏkou εt+1. Ke stejnému závûru dochází také Flavin [11], která ve své práci harmonizuje na sobû nezávislé studie [13] a [27]. Formule (4) znamená také, Ïe (5) kde E(Ct+1)znaãí oãekávanou spotfiebu v období t+1. Tato je tvofiena z informací dostupβ EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:12 Stránka 21 Ekonomie 22 2014, XVII, 4 n˘ch v ãase t, coÏ odpovídá konceptu racionálních oãekávání. Testování hypotézy o permanentním pfiíjmu je zaloÏeno na zkoumání otázky, zda oãekávanou spotfiebu E(Ct)mÛÏe nebo nemÛÏe, kromû Ct–1 vysvûtlit i vektor dal‰ích promûnn˘ch Xt–1. Za obvyklého pfiedpokladu, Ïe oãekávané vztahy jsou lineární, dostaneme hledanou odpovûì aplikací F-testu na skupinu promûnn˘ch Xt–1 vregresi. Hall [13] aplikoval svoje v˘sledky na pováleãná data USA a potvrdil pfiítomnost permanentní spotfieby v tomto období. V reakci na Halla provedli analogickou studii Daly a Hadjimateou [5] pro Velkou Británii. Permanentní pfiíjem a spotfiebu nepotvrdili s ironick˘m komentáfiem, Ïe „patrnû jsou Angliãané ménû racionální neÏ Ameriãané, coÏ by ale dozajista bylo nutné vysvûtlit“. Ivdal‰ích zemích se ukázalo, Ïe spotfieba je v˘znamnû ovlivnûna bûÏn˘m pfiíjmem, coÏ vyvolalo diskusi o v˘znamu finanãní hotovosti (pfiehled uvádí napfi. [19]. Omezení v tomto smûru neumoÏÀuje spotfiebitelÛm pfiijmout strategii permanentního pfiíjmu. ZHallova pfiístupu k testování hypotézy opermanentním pfiíjmu vycházejí a roz‰ifiují jej Campbell and Mankiw [4]. Pfiedpokládají dvû skupiny spotfiebitelÛ, jedni reflektují bûÏn˘ disponibilní pfiíjem C1t= Y1t adruzí odvozují svoji spotfiebu od permanentního pfiíjmu C2t =Y P 2t. Vsouhrnu je tedy disponováno pfiíjmem (6) Veliãina je zde technick˘m koeficientem pro vyjádfiení komplementárnosti obou jevÛ. Zv˘‰e uvedeného je zfiejmé, Ïe , a proto podobnû a, kde ∆znaãí pfiírÛstky pfiíslu‰n˘ch veliãin. Flavin [11] dovodila na základû (4), Ïe náhodná sloÏka v tomto procesu pfiedstavuje inovace v bûÏném pfiíjmu, které poskytují informace pro revizi pfiíjmu permanentního. Proto poslední rovnice mÛÏe b˘t zapsána i ve tvaru , kde αje konstanta a εtpfiíslu‰ná inovace. Pro zmûny v agregované spotfiebû, bûÏné ipermanentní, tedy platí (7) Práce s pfiírÛstky místo úrovÀov˘ch hodnot zvy‰uje ‰anci, Ïe pracujeme se stacionárními ãasov˘mi fiadami, navíc do koneãného vztahu vstupují pouze pozorovatelné aktuální hodnoty Cta Yt. V˘raz (7) je pro testování hypotézy permanentního pfiíjmu klíãov˘. Hypotéza o permanentním pfiíjmu pfiechází na formulaci H0: ϖ = 0. Pokud H0nebude zamítnuta, uskuteãÀuje se spotfieba jako permanentní a má charakter náhodné procházky, tudíÏ není predikovatelná. Vopaãném pfiípadû spotfieba kopíruje v˘voj pfiíjmu, aÈ jiÏ ve smyslu (i) nebo (ii), jak je popsáno v˘‰e. Empiricky se ukazuje, Ïe ϖ je ve zkouman˘ch ekonomikách spí‰e nenulové a urãuje podíl spotfiebitelÛ konzumujících na základû disponibilního pfiíjmu. Praktické studie prokazují, Ïe více ekonomicky rozvinuté zemû mají spí‰e niωí hodnoty parametru ϖ. Je to logick˘ dÛsledek faktu, Ïe v rozvinut˘ch zemích je mnohem více pfiíleÏitostí k intertemporální substituci finanãních zdrojÛ. Anal˘zám permanentnosti je vûnována fiada dal‰ích prací a vûnují se ekonomikám rozvinut˘m i rozvíjejícím se. Zemû EU15 jsou pfiedmûtem studií napfi. [23] nebo [17]. Ukazují, Ïe v rozmezí 1980–2005 mají jednotlivé ekonomiky dosti rozdílné hodnoty míry zmûny spotfieby vreakci na zmûnu pfiíjmu. Nejvy‰‰í ukazatel ϖ , atedy nejmen‰í podíl domácností se spotfiebou podle permanentního pfiíjmu, má Itálie; reakce na úrovni ϖ = 0,980 je pûtinásobkem nejniωí hodnoty ϖ = 0,196, kterou vykazuje Dánsko. Zrozdílnosti pak autofii dovozují, Ïe jednotná hospodáfiská politika EU by tak nutnû mûla rozdílné dopady na jednotlivé ãlenské státy. Ve studii pro Svûtovou banku [3] je testována permanentnost v rurálních oblastech Indie. Autor ji nepotvrzuje, zároveÀ ale zji‰Èuje, Ïe nelze uplatnit ani tradiãní teorii spotfieby. Studie [18] pracuje s ekonomick˘mi daty Pákistánu a na agregátní úrovni hypotézu permanentnosti odmítá; korespondují s ní pouze nûkteré domácnosti, jejichÏ vlastnosti ale nejsou blíÏe vymezeny. V[2] se pracuje s údaji o jednotliv˘ch nûmeck˘ch domácnostech; panelová data jsou sestavena z mikrocensÛ konan˘ch v tomto tisíciletí (poslední 2007, tedy pfied krizí). V souhrnu se domácnosti ponûkud odli‰ují od klasické pfiedstavy o permanentnosti: reakce na permanentní ‰oky jsou slab‰í a tranzitorní ‰oky jsou vnímány citlivûji, neÏ jak to vymezuje teorie. Pfii EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:12 Stránka 22 Economics 234, XVII, 2014 podrobnûj‰ím zkoumání se ukázalo, Ïe na neãekané tranzitorní zmûny pruÏnûji reagují domácnosti s omezen˘mi finanãními zdroji. Vãesk˘ch podmínkách zkoumali platnost hypotézy permanentního pfiíjmu v souvislosti skupónovou privatizací Hanousek a TÛma [14]. Motivací bylo specifikum této situace a 1500 respondentÛ bylo osloveno s cílem získat data, která byla pfiedmûtem odborného zájmu autorÛ. V textu, kter˘ se orientuje více na ekonomické a sociální aspekty kupónové privatizace, neÏ na modelov˘, ekonometrick˘ a statistick˘ aparát, dovozují, Ïe pouze malá ãást novû aneãekanû získan˘ch akvizic byla konzumována, coÏ by spí‰e podporovalo hypotézu permanentnosti. Zevrubnou anal˘zu spotfiební funkce, teoretické základy i variantní koncepce ekonometrického modelování zpracovali Arlt a dal‰í [1]. RovnûÏ tato práce, provedená v rámci v˘- zkumu âNB, akcentuje vlivy rÛzn˘ch finanãních ukazatelÛ. Hypotézu permanentního pfiíjmu pro celou ekonomiku autofii na základû svojí anal˘zy zamítají. Zji‰Èují, a také vysvûtlují, nestabilní spotfiebitelské chování domácností. 3. Vliv novodob˘ch krizí na spotfiebu Finanãní krize, která se v roce 2008 projevila vUSA, postupnû ovlivnila celosvûtovou ekonomickou situaci. DÛsledky pro spotfiebu jsou sice vrÛzn˘ch ekonomikách odli‰né, spoleãn˘m rysem je ale tendence ke sniÏování spotfieby, zejména sluÏeb a pfiedmûtÛ dlouhodobého uÏívání. V [20] autofii vyãíslili propad agregované spotfieby v USA v roce 2008 na 3 % HDP. Kombinací ekonometrick˘ch a simulaãních technik dovozuj, Ïe budoucí krizové ‰oky povedou nejen k náhlému sníÏení spotfieby, ale také ke zv˘‰ení míry úspor. Období od prosince 2007 do ãervna 2009, oznaãované v USA jako „velká recese“, a jeho dopad na spotfiebu analyzovali tvÛrci studie [25]. Za zajímavé povaÏují zji‰tûní, Ïe propad ve spotfiebû byl vy‰‰í, neÏ propad pfiíjmÛ. Zku‰enosti s finanãní krizí a jejím vlivem na spotfiebu uãinily asijské ekonomiky jiÏ v roce 1997. Její dopad zmiÀuje Kuan-Min v práci [19], která se primárnû vûnuje ovûfiení hypotézy opermanentním pfiíjmu v deseti asijsk˘ch zemích. Zdánlivû nesourod˘ soubor ekonomik, zahrnující vedle tfieba Singapuru a JiÏní Korey také napfi. Nepál a Myanmar, vykazuje nûkteré spoleãné rysy. Pro Ïádnou ze zemí se nepotvrzuje hypotéza permanentnosti a v‰echny vykazují v˘znam omezen˘ch finanãních zdrojÛ pro spotfiebu po krizovém roce 1997. Metodicky tato práce vychází z my‰lenky [15], Ïe FriedmanÛv postulát je zprávou o dlouhodobé souvislosti mezi veliãinami. Dlouhodobû souvislé veliãiny lze charakterizovat vztahem kointegrace; je tedy na místû otázka, zda pozorovatelné hodnoty Cta Yt jsou spolu kointegrované. Pokud ano, lze jejich vztah vyjádfiit modelem typu mechanismus korekce chyby (ECM). Zde konkrétnû (8) kde , je korekãní sloÏka na úrovni rezidua z krátkodobého spotfiebního vztahu je náhodná sloÏka, α, β, ζ0, ζ1parametry. V˘klad podstaty rovnice (8) se opírá v˘hradnû o obecnou teorii ãasov˘ch fiad a je mimo rámec tohoto textu; zde se totiÏ primárnû jednalo o vyfie‰ení problému zdánlivé regrese nestacionárních ãasov˘ch fiad aformulování dlouhodob˘ch souvislostí mezi ekonomick˘mi veliãinami. Novû vzniklé teoretické poznatky pak nalezly ‰iroké moÏnosti aplikace, mimo jiné i právû pfii testování hypotézy permanentního pfiíjmu. Potfiebné informace nalezne ãtenáfi napfi. v [15]. V souvislosti sna‰ím tématem je v˘znamná hodnota parametru β. Je-li statisticky v˘znamnû nenulová, potvrzuje závislost spotfieby na aktuálním pfiíjmu a nelze pfiijmout hypotézu permanentnosti. Pokud je nulová, odpovídá to platnosti hypotézy o permanentním pfiíjmu v celé ekonomice. Nenulovou hodnotu βmÛÏeme exaktnû interpretovat slovy: zv˘‰í-li se pfiírÛstek disponibilního pfiíjmu o jednotku, zv˘‰í se pfiírÛstek spotfiebních v˘dajÛ o βjednotek; fakticky je ale zfiejmé, Ïe β je analogií parametru ϖze vztahu (7). V[8] se pfiipomíná, Ïe vliv krize na HDP aekonomick˘ rÛst je pfiedmûtem mnoha studií, ale spotfiebû jako nejvût‰í sloÏce HDP je vûnováno jen málo pozornosti. Pokud by platila teorie permanentnosti, mohla by b˘t krize povaÏována za tranzitorní záleÏitost a pouze zmûna permanentního pfiíjmu by mohla nastartovat v˘znamné zmûny ve spotfiebû. Nicménû, tato teoretická úvaha není konzistentní s empirick˘mi pozorováními. Data z 99 zemí analyzují pomocí modelu EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:12 Stránka 23 Ekonomie 24 2014, XVII, 4 (9) vnûmÏ πtje inflace a vliv krizí je zkoumán zafiazením 0–1 promûnn˘ch Dikteré nab˘vají hodnoty 1 v i-tém roce krize a 0 v ostatních letech; α, β, , δjsou parametry modelu. V pfiípadû, Ïe Di= 1, stane se pfiíslu‰né δikonstantou ve vztahu (16) a pozmûní hodnotu endogenní promûnné CtvdÛsledku vlivÛ bûhem krizového roku. V˘sledky zmiÀované studie rovnûÏ ukazují, Ïe spotfieba v krizovém období klesá více, neÏ pfiíjem, coÏ vysvûtlují poklesem spotfiebitelské dÛvûry. 4. Aplikace pro zemû Visegrádské skupiny V˘‰e uvedené pfiístupy pro testování platnosti hypotézy permanentního pfiíjmu, vãetnû stanovení procentního podílu pfiíslu‰n˘ch domácností, budou aplikovány na ekonomiky Visegrádské skupiny, tedy âeské republiky, Slovenska, Maìarska a Polska. Obecn˘ poznatek, Ïe spotfiební v˘daje v souladu s hypotézou permanentního pfiíjmu realizují spí‰e domácnosti disponující urãit˘m finanãním zaji‰tûním, neumoÏÀuje uãinit si pfiedbûÏná oãekávání opravdûpodobn˘ch v˘sledcích, tj. provedení ekonomické verifikace. Do souboru bylo proto pfiifiazeno také Rakousko, ãímÏ bude provedena alespoÀ urãitá forma kontroly; pokud by v˘poãty ukazovaly men‰í podíl konsumentÛ permanentního pfiíjmu v Rakousku ve srovnání skteroukoliv z ostatních ekonomik, byl by to oprávnûn˘ dÛvod k pochybnostem o dÛvûryhodnosti v˘sledkÛ. Data byla pfievzata z databáze Eurostat; jsou ãtvrtletní od 1995Q1 do 2012Q3 vãetnû, asezónnû oãi‰tûná (provedeno Eurostatem). Koneãná spotfieba domácností je v eurech na obyvatele. Informace o disponibilním pfiíjmu bohuÏel nebyly v potfiebném rozsahu dostupné, proto byla v celém souboru jako pfiíjem pouÏita veliãina HDP v eurech na obyvatele; v ekonometrick˘ch technikách je to znám˘ koncept náhradní (proxy) promûnné. Ve v˘‰e zmínûném pfiehledu aplikací pouÏívá tuto zámûnu napfi. Kuan-Min [19]. Z finanãních ukazatelÛ, které b˘vají nezfiídka pouÏívány jako dal‰í vysvûtlující promûnná do zmínûn˘ch modelÛ, se nejobvykleji zafiazuje úroková míra. Pro v‰echna potfiebná pozorování v‰ak nebyl tento údaj jednotnû k dispozici. Vliv zahrnutého harmonizovaného cenového indexu HICP na vysvûtlení spotfieby se ukázal jako statisticky neodli‰iteln˘ od nuly (âR, Slovensko, Maìarsko) nebo s kladn˘m znaménkem (Polsko, Rakousko), coÏ znamená, Ïe prokonsumní faktory jsou v˘znamnûj‰í, neÏ je vliv zvy‰ování cenové hladiny. Proto do koneãn˘ch v˘poãtÛ nebyla tato veliãina zahrnuta. Vdal‰ím bylo proto pracováno pouze se spotfiebou C a pfiíjmem Y. Obrázky 1 a 2 ukazují Zdroj: vlastní dle dat z Eurostatu Obr. 1: Koneãná spotfieba na osobu v eurech – C EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:43 Stránka 24 Economics 254, XVII, 2014 prÛbûh obou veliãin; v obou nejv˘‰e poloÏená kfiivka odpovídá Rakousku a zemû Visegrádu vykazují velmi podobn˘ v˘voj na v˘raznû niωí finanãní úrovni. Viditeln˘ propad v roce 2008 bude vhodné o‰etfiit zavedením 0–1 promûnné. Mûfieno individuálnû pro jednotlivé ekonomiky, v‰echny ãasové fiady jsou I(1), coÏ bylo zji‰tûno ADF testem. Pfiíslu‰né dvojice CaYjsou kointegrované dle testu Engleho aGrangera, proto lze aplikovat nejen test Campbella a Mankiwa dle modelu (7), ale také mechanismus korekce chyby (8) jako alternativní pfiístup. V‰echny v˘poãty byly provedeny pomocí softwaru PcGive s následujícími ekonometrick˘mi charakteristikami. V˘sledky jsou shrnuty v Tabulce 1. Obr. 2: HDP na osobu v eurech – Y Zdroj: vlastní dle dat z Eurostat Tab. 1: V˘sledky odhadÛ modelÛ (7) a (8) ϖ ∧ t-prob β ∧ t-prob R2 âR 0,415 0,000 0,475 0,000 0,52 Maìarsko 0,410 0,000 0,423 0,000 0,59 Polsko 0,475 0,000 0,506 0,000 0,54 Slovensko 0,416 0,000 0,556 0,000 0,43 Rakousko 0,146 0,030 0,189 0,014 0,23 Zdroj: vlastní Aplikací Hausmanova testu (napfi. [16], [29]) bylo provûfieno, Ïe je moÏné ∆YpovaÏovat za exogenní. Hypotézu o exogenitû nebylo moÏné pfiijmout pouze v pfiípadû Rakouska. DÛsledkem je, Ïe pfiíslu‰n˘ (pro Rakousko) parametr ϖ ∧ nemusí nutnû b˘t konsistentní. Vzhledem k tomu, Ïe studie se primárnû zamûfiuje na Visegrád, nebyla tato situace dále fie‰ena (napfi. pouÏitím instrumentálních promûnn˘ch, viz [13]). MoÏnosti pfiípadného vlivu krizov˘ch let byly zkoumány zafiazením odpovídajících 0–1 promûnn˘ch pro roky 2008–2012. Vesmûs se projevily jako statisticky nev˘znamné, v tabulce proto nejsou zahrnuty. EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:43 Stránka 25 Ekonomie 26 2014, XVII, 4 Jsou patrné rozdíly mezi hodnotami parametrÛ (model (7)) a v˘znamovû srovnateln˘mi parametry β ∧ zodhadÛ typu (8). Parametr ϖ ∧ byl odhadován metodou korigující v˘skyt autokorelace náhodné sloÏky, k níÏ koeficient determinace není relevantním ukazatelem. Nicménû, pfii odhadu metodou nejmen‰ích ãtvercÛ (a následnû konstatované negativní autokorelaci podle DW testu) se ukazatel R2vût‰inou pohyboval na nevysok˘ch hodnotách, vÏdy ale pfii statisticky v˘znamn˘ch v˘sledcích F–testÛ. Dále je tfieba upozornit, Ïe ve v‰ech datech se dosti ãasto vyskytují hodnoty, které vykazují nulové pfiírÛstky; je to patrné i z v˘voje obou grafÛ Obr. 1 a 2. âasové fiady tak mají sice 70 pozorování, ale s ãetn˘mi nulov˘mi hodnotami, coÏ má za následek sníÏenou vypovídací schopnost reprezentovanou nepfiíli‰ vysok˘mi hodnotami koeficientu determinace. Na základû v˘‰e uveden˘ch poznatkÛ byla data Visegrádské skupiny zpracována jako panel pomocí sdílené regrese (pooled regression) s v˘sledky v Tabulce 2. Tab. 2: V˘sledky odhadu modelÛ (7) a (8) pro datov˘ panel ϖ ∧ t-prob β ∧ t-prob R2 Visegrád 0,531 0,000 0,531 0,000 0,96 Zdroj: vlastní Pfiínosem pouÏití panelov˘ch dat jsou vydatnûj‰í odhady parametrÛ a viditelnû iv˘znamnûj‰í hodnota koeficientu determinace. PfiipomeÀme, Ïe (1 – ϖ ∧ )*100, a potaÏmo i(1 – β ∧ )*100, stanovuje poãet procent domácností, jejichÏ spotfiební v˘daje naplÀují hypotézu permanentního pfiíjmu. Tab. 3: Procentní podíl domácností se spotfiebními permanentního pfiíjmu v˘daji dle hypotézy (1 – ϖ ∧ )*100 (1 – β ∧ )*100 âR 58,5 52,5 Maìarsko 59 57,7 Polsko 52,5 49,4 Slovensko 58,4 44,4 Visegrád 46,9 46,9 Rakousko 85,4 81,1 Zdroj: vlastní Îádná z jednotliv˘ch zemí evidentnû nenaplÀuje hypotézu permanentního pfiíjmu ve vztahu k celé ekonomice. Nicménû nenulov˘ podíl domácností realizujících spotfiební v˘daje vsouladu s touto hypotézou je nesporn˘. ZTabulky 3, stejnû jako z obou pfiedchozích, je patrné, Ïe model (7) neposkytuje stejné v˘- sledky jako model (8). Zatímco Maìarsko je vobou pfiípadech charakterizováno témûfi shodnû, Slovensko je hodnoceno s nejmarkantnûj‰í disproporcí. O pfiípadném preferování nûkterého z obou modelÛ nelze rozhodnout; hovofiíme o v˘sledcích, které jsou statisticky verifikované, av‰ak v ekonomické rovinû nevíme, jaké v˘sledky jsou „správné“. Pfiíãinou disproporcí bude spí‰e velk˘ podíl nulov˘ch hodnot vdatech a nepfiíli‰ vysoké koeficienty determinace, jak je zmínûno v˘‰e. Nasvûdãuje tomu ishoda v pfiípadû shrnutí v‰ech dat do panelu Visegrádu. Svoji roli jistû hraje i ne zcela ideální náhrada disponibilního pfiíjmu veliãinou HDP na osobu. Aãkoliv je z obrázkÛ 1 a 2 vidût, Ïe v roce 2008 do‰lo k patrn˘m kvantitativním zmûnám vukazatelích C i Y, zafiazením odpovídající 0–1 promûnné do obou modelÛ, stejnû jako snahou takto odli‰it i následující roky, se neprokázal statisticky v˘znamn˘ vliv na sledovan˘ ukazatel, EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:13 Stránka 26 Economics 274, XVII, 2014 proto tyto v˘poãty nejsou explicitnû uvedeny. Krizové jevy v tomto kontextu neovlivnily vztah domácností k permanentnímu pfiíjmu. Závûr Spotfieba je velmi v˘znamnou sloÏkou HDP azpÛsob její realizace má dÛsledky i pro tvorbu hospodáfiské politiky. âlánek rekapituluje koncept permanentního pfiíjmu a spotfieby, zejména z modelového a ekonometrického hlediska. âetné empirické studie potvrzují, Ïe spotfiební v˘daje, na které lze aplikovat hypotézu permanentního pfiíjmu, vykazují spí‰e domácnosti pfiimûfienû finanãnû zaji‰tûné. Formální testy zaloÏené na ekonometrickém zpracování agregátních dat proto hypotézu permanentnosti potvrzují pfiedev‰ím u velmi vyspûl˘ch ekonomik. Jemnûj‰í testování pak ukazuje míru, s níÏ se ekonomiky k této hypotéze pfiibliÏují. Model Campbella a Mankiwa [4] je v˘sledkem sledování hypotézy permanentního pfiíjmu apostupného hledání a korigování vhodného ekonometrického aparátu. Pfiístup realizovan˘ pomocí modelu korekce chyby, napfi. dle [15], má poãátek v rozvoji ekonometrické teorie obecnû, zejména v oblasti nestacionárních ãasov˘ch fiad, a následném zji‰tûní, Ïe hypotéza permanentního pfiíjmu mÛÏe b˘t vhodnou aplikací. ZmodelÛ (7) a (8) je patrné, Ïe parametry ϖaβnebudou pfiíli‰ odli‰né. PouÏití obou alternativ je proto vhodné, právû pro moÏnost srovnání. ZároveÀ je z toho ale zfiejmé, Ïe podíl domácností se spotfiebními v˘daji na úrovni permanentního pfiíjmu nebude tûmito postupy nikdy stanoven jako jediné exaktní ãíslo. Kromû rozdílnosti vypl˘vající z volby modelu má na v˘sledek vliv také charakter dat i sledované období. Ostatnû i Hanousek a TÛma [14] v roce 1997 pro âR hypotézu permanentního pfiíjmu spí‰e potvrzují, zatímco Arlt a dal‰í [1] ji v roce 2001 nepfiijímají. Zji‰tûné v˘sledky ukazují, Ïe v Ïádné ze zkouman˘ch zemí neplatí hypotéza permanentního pfiíjmu pro ekonomiku jako celek. Vzhledem k obecn˘m poznatkÛm, Ïe více ekonomicky rozvinuté zemû vykazují vût‰í mnoÏství domácností se spotfiebními v˘daji na úrovni permanentního pfiíjmu, nepfiekvapí, Ïe zde nejvy‰‰í podíl takov˘ch zemí vykazuje Rakousko. MnoÏství domácností, na jejichÏ spotfiební v˘- daje je moÏné aplikovat hypotézu permanentního pfiíjmu, v âR, Slovensku, Maìarsku a Polsku se pfiíli‰ neli‰í a dá se zhruba stanovit na 50 % domácností. Toto zji‰tûní mÛÏe mít v˘znam pro tvÛrce rozsáhl˘ch modelÛ, napfi. typu DSGE, kde fiada parametrÛ je kalibrována. V praxi se nûkteré parametry pfiejímají z jin˘ch, ãasto zahraniãních, studií. Jak se ale ukazuje, podíl domácností se spotfiebními v˘daji na úrovni permanentního pfiíjmu není údaj pfienosn˘ jen na základû nûkter˘ch vnûj‰ích podobností: Rakousko je malá otevfiená ekonomika se stejn˘m poãtem obyvatel jako âR, pfiíslu‰n˘ parametr pfiesto je v obou ekonomikách odli‰n˘. V˘sledky nejsou statisticky v˘znamnû ovlivnûny sníÏením spotfieby v roce 2008, event. ipozdûji; faktor permanentnosti nedoznal viditeln˘ch zmûn pod vlivem krizov˘ch jevÛ. Ukazuje se, Ïe kromû explicitní a nutnû izjednodu‰ující formalizace v modelech jsou spotfiební v˘daje odpovídající permanentnímu pfiíjmu implicitnû spojovány s urãitou úrovní finanãních rezerv. Vzhledem k tomu, Ïe celkov˘ objem úspor v ekonomice je znám, av‰ak banky se obvykle zdráhají informovat detailnûji opoãtech klientÛ a rozvrstvení úspor mezi jednotlivce, mÛÏe b˘t procentní ukazatel poãtu konzumentÛ na úrovni svého permanentního pfiíjmu urãit˘m vodítkem. Ekonomicky perspektivní domácnosti mohou ov‰em v poãátcích podporovat svoji spotfiebu úvûrem, ale i zde se pfiedpokládá, Ïe v˘‰e pÛjãky je podloÏena racionálnû oãekávan˘m budoucím pfiíjmem a po splacení bude následovat fáze vytváfiení vlastních finanãních rezerv. AniÏ by to bylo vysloveno, teorie pracuje s konceptem spotfiebitele spoleãensky i finanãnû odpovûdného a ekonomiky, která mu tento zpÛsob chování umoÏÀuje. Zde je prostor pro tvÛrce politiky, jak jiÏ bylo zmínûno v úvodu. âlánek vznikl v rámci projektu V·E IGA F4/1/2012 „Modelování a anticipace vlivÛ alternativní monetární politiky na ekonomiku âR“. Literatura [1] ARLT, J., âUTKOVÁ, J., RADKOVSK¯, ·. Anal˘za spotfiební funkce v podmínkách âR. VP ã. 34. Praha: âNB, 2001. [2] BEZNOSKA, M., OCHMANN, R. Liquidity Constraints and the Permanent Income Hypothesis. Discussion Papers 1231. Berlin: DIW Berlin, 2012. 34 p. [3] BHALLA, S.S. Measurement Errors and the Permanent Income Hypothesis: Evidence from Rural EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:13 Stránka 27 Ekonomie 28 2014, XVII, 4 India [online]. Santa Monica (CA): RAND Corporation, 1978 [cit. 2013-06-06]. 47 p. Dostupné z: http://www.rand.org/pubs/reports/R2132. [4] CAMPBELL, J.Y., MANKIW, N.G. Permanent Income, Current Income and Consumption. Journal of Business & Economic Statistics. 1990, Vol. 8, No. 3, pp. 265-279. ISSN 0014-2921. [5] DALY, V., HADJIMATEOU, G. Stochastic Implications of the Life Cycle-Permanent Income Hypothesis: Evidence of the U.K. Economy. Journal of Political Economy. 1981, Vol. 89, No. 3, pp. 596-599. ISSN 0022-3808. [6] DEATON, A. Understanding Consumption. Oxford: Oxford Univ. Press, 1992. ISBN 0-19-828824-7. [7] DOUGHERTY, C. Introduction to Econometrics. Oxford: Oxford Univ. Press, 1992. ISBN 0-19-504346-4. [8] DUTT, P., PADMANABHAN, V. Crisis and Consumption Smoothing. Marketing Science. 2011, Vol. 30, No. 3, pp. 491-512. ISSN 0732-2399. [9] DWIVEDI, D.N. Macroeconomics. 3rd ed. New Delhi: McGrawHill, 2010. ISBN 0070091455. [10] FERNANDEZ-CORUGEDO, E. Consumption Theory. Handbooks in Central Banking No. 23. London: Bank of England, 2004. ISBN 1-85730-143-9. [11] FLAVIN, M.A. The Adjustment of Consumption to Changing Expectations about Future Income. The Journal of Political Economy. 1981, Vol. 89, No. 5, pp. 974-1009. ISSN 0022-3808. [12] FRIEDMAN, M. ATheory of the Consumption Function. Princeton (NJ): Princeton Univ. Press, 1957. ISBN 0-691-04182-2. [13] HALL, R.E. Stochastic Implications of the Life Cycle-Permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence. Journal of Political Economy. 1978, Vol. 86, No. 6, pp. 971-987. ISSN 0022-3808. [14] HANOUSEK, J., TÒMA, Z. Test of permanent Income Hypothesis on Czech Voucher Privatization. CERGE-EI Working Paper No. 109. Praha: CERGE-EI, 1997. 25 s. [15] HENDRY, D. Dynamic Econometrics. Oxford: Oxford Univ. Press, 1995. ISBN 0-19-828317-2. [16] JOHNSTON, J., DINARDO, J. Econometric Methods. New York: McGraw Hill, 1997. ISBN 0-07-91321-2. [17] KATSOULI, E. Testing the ‘Surprise’ Consumption Function: A Comparative Study between 15 European Union Member-States. International Research Journal of Finance and Economic. 2006, Iss. 1, pp. 36-41. ISSN 1450-2887. [18] KHAN, K., NISHAT, M. Permanent Income Hypothesis, Myopia and Liquidity Constraints: ACase Study of Pakistan. Pakistan Journal of Social Science. 2011, Vol. 31, No. 2, pp. 299-307. ISSN 2074-2061. [19] KUAN-MIN, W. Does the Permanent Income Hypothesis Exist in 10 Asian Countries? E+M Ekonomie a Management. 2011, roã. 14, ã. 4, s. 92-101. ISSN 1212-3609. [20] LEE, J., RABANAL, L.A., SANDRI, D. U.S. Consumption after 2008 Crisis [online]. International Monetary Fund, 2010 [cit. 2013-08-15]. 23 s. (PDF). Dostupné z: http://www.imf.org/ external/pubs/ft/spn/2010/spn1001.pdf. [21] LUCAS, R. Econometric Policy Evaluation: A Critique. Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy. 1976, Vol. 1, pp. 19-46. ISSN 0167-2231. [22] MANDEL, M., TOM·ÍK, V. Spotfiební funkce aprincip ricardovské ekvivalence v malé otevfiené ekonomice. Politická ekonomie. 2003, ã. 4, s. 517-532. ISSN 0032-3233. [23] MANITSARIS, A. Estimating the European Union Consumption Function under the Permanent Income Hypothesis. International Research Journal of Finance and Economic. 2006, Iss. 2, s. 131-135. Dostupné také z: http://www. eurojournals.com/finance.htm. ISSN 1450-2887. [24] MUELLBAUER, J., LATTIMORE, R. The Consumption Function: A Theoretical and Empirical Overview. In: PESARAN, M. H. and WICKENS, M. (eds.). Handbook of applied Econometrics. London: Blackwell, 1994. pp. 221-311. ISBN 1-55786-208-7. [25] PETEV, I., PISTAFERRI, L., EKSTEN, I.S. Consumption and the Great Recession [online]. Stanford (CA): Stanford Center on Poverty and Inequality, 2012 [cit 2013-05-05]. 6 s. (PDF). Dostupné z: http://www.stanford.edu/~pista/ cons_recess_August_2011.pdf. [26] SAMUELSON, P., NORDHAUS, W. Economics. New York: McGraw Hill, 1989. ISBN 0070547866. [27] SARGENT, T.J. Rational Expectations, Econometric Exogenity, and Consumption. Journal of Political Economy. 1978, Vol. 86, No. 4, pp. 673-700. ISSN 0022-3808. [28] SIMS, C.A. Implications of rational inattention. Journal of Monetary Economics. 2003, Vol. 50, Iss. 3, s. 665-690. ISSN 0304-3932. [29] WOOLDRIDGE, J.M. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. MIT, 2002. ISBN 0-262-23219-7. prof. RNDr. Václava Pánková, CSc. Vysoká ‰kola ekonomická v Praze Fakulta informatiky a statistiky Katedra ekonometrie [email protected] EM_04_14_zlom 1.12.2014 11:13 Stránka 28