Please download to get full document.

View again

of 17
All materials on our website are shared by users. If you have any questions about copyright issues, please report us to resolve them. We are always happy to assist you.

RAKOUSKÁ TEORIE HOSPODÁŘSKÉHO CYKLU: VAR ANALÝZA PRO USA V LETECH

Category:

Magazines/Newspapers

Publish on:

Views: 19 | Pages: 17

Extension: PDF | Download: 0

Share
Related documents
Description
RAKOUSKÁ TEORIE HOSPODÁŘSKÉHO CYKLU: VAR ANALÝZA PRO USA V LETECH Martin Komrska, Vysoká škola ekonomická v Praze* Úvod Ekonomická krize datující svůj počátek k roku 2007 aspiruje dle Bernankeho
Transcript
RAKOUSKÁ TEORIE HOSPODÁŘSKÉHO CYKLU: VAR ANALÝZA PRO USA V LETECH Martin Komrska, Vysoká škola ekonomická v Praze* Úvod Ekonomická krize datující svůj počátek k roku 2007 aspiruje dle Bernankeho (2010) na vůbec nejvážnější krizi v celé moderní historii. Zasloužila si to jak svým globálním rozměrem, tak dalekosáhlými důsledky pro finanční trhy. Je určitým paradoxem, že právě takto skončilo období předchozích dvou dekád, jež si díky všeobecnému poklesu volatility hlavních makroekonomických veličin získalo označení Great Moderation. 1 Pro ekonomy představují události posledních několika let přirozený impulz k oživení debaty o původu a podstatě hospodářských fluktuací. Jednou z neortodoxních teorií, která pomalu získává ztracenou pozornost, je rakouská teorie hospodářského cyklu (Austrian Business Cycle Theory, dále jen ABCT ). 2 Rostoucímu zájmu o ABCT přispívá přibývající kritika autorů z širokého akademického spektra směrem k expanzivní měnové politice centrálních bank (Tempelman, 2010). 3 ABCT disponuje originálním transmisním mechanismem vedoucím od monetárních šoků k nerovnovážným změnám v kapitálové struktuře ekonomiky, které nevyhnutelně končí korekcí spojenou s hospodářským poklesem. ABCT zároveň představuje relevantní odpověď na současnou kritiku Schularicka a Taylora (2012) či Reinhartové a Rogoffa (2013), kteří upozorňují na nedostatečnou pozornost věnovanou úvěrovým agregátům. 4 Klíčovým kanálem rakouské transmise je totiž právě úvěrový trh. 5 ABCT zároveň zapadá do empirických poznatků Kydlanda a Prescotta (1990), neboť dokáže vysvětlit silnou procykličnost fixních investic i širších peněžních agregátů, aniž by se při tom jakkoliv opírala o pohyby cenové hladiny. * Text vznikl v rámci vědecké činnosti na Vysoké škole ekonomické a byl podpořen interním grantem IG Zmírnění volatility hlavních makroekonomických proměnných v období Great Moderation dokumentuje Summers (2005). 2 Přestože Hayek získal za své příspěvky k objasnění fenoménu hospodářského cyklu Nobelovu cenu za ekonomii, ABCT se nikdy nestala standardní součástí mainstreamové makroekonomie. 3 Viz např. Taylor (2009) či Hott a Jokipii (2012). 4 Srovnej s Kollar (2013), který vyzdvihuje úvěrovou aktivitu jako stěžejní determinant pohybu finančních aktiv v průběhu hospodářského cyklu. 5 Právě schopnost vysvětlit propojenost distorzí ve finančním a reálném sektoru je podle Zamrazilové (2011, str. 9) výraznou výhodou ABCT. POLITICKÁ EKONOMIE, 1, Cílem této práce je rozšíření doposud velmi skromného počtu ekonometrických prací zaměřených na ABCT. 6 V další části textu využívám Grangerovy (1969) kauzality a funkcí odezvy k ověření hlavních kauzálních vztahů, které lze na základě ABCT empiricky formulovat. Na rozdíl od předchozích kvantitativních studií, které se ABCT věnovaly, tato je postavena na reálných, nikoliv nominálních úrokových sazbách. Zároveň je zde vůbec poprvé jako vysvětlující proměnná použita tzv. implicitní úroková míra, což je koncept odvozený z teoretických děl Hayeka (1935), Misese (1998) či De Sotoa (2009). Článek má následující strukturu: Nejprve stručně představuje základní charakteristiku rakouské teorie hospodářského cyklu (sekce 1) a z ní vyplývající testované hypotézy (sekce 2). Důraz je zde kladen na význam úrokové míry, přičemž představeno je zároveň rozlišení explicitní a implicitní úrokové míry. Následuje diskuze analytického aparátu (sekce 3), zejména pak rovnicové podoby výchozího VAR modelu. Sekce 4 se věnuje využitým datům, včetně všech provedených úprav. Stěžejní částí práce je prezentace a komentář k empirickým výsledkům (sekce 5). Závěr nabízí shrnutí výsledků a možné implikace pro další rozvoj ABCT. 1. Rakouská teorie hospodářského cyklu Komplex poznatků, který je dnes znám jako rakouská teorie hospodářského cyklu, získal svou prvotní systematickou reprezentaci v dílech Hayeka (1933, 1934, 1935), který mj. právě za tyto své příspěvky obdržel později Nobelovu cenu. 7 Moderní a obecnější podobu ABCT, která je svým grafickým aparátem blíže neoklasické ekonomii, nabízí zejména Garrison (2001). 8 Základní charakteristikou ABCT je důraz na koordinační roli úrokové míry. Ta v rakouském pojetí není pouze vyrovnávací cenou na trhu zápůjčních fondů, ale ovlivňuje také relativní alokaci investičních prostředků (v rakouské terminologii tzv. strukuru produkce ). 9 Schopnost úrokové míry pružně reagovat na reálné změny úspor či investiční poptávky je v tomto pojetí stěžejním předpokladem vnitřní strukturální rovnováhy každé ekonomiky. Vzhledem k důrazu na časový element výrobního procesu rakouští ekonomové zdůrazňují, že nejpodstatnější část ekonomické aktivity se odehrává v kategorii meziproduktů, nikoliv v kategorii finálních produktů, na které se soustředí národní účetnictví. 6 Ekonometrickou analýzu ABCT nabízí Wainhouse (1984), Keeler (2001), Young (2005), Mulligan (2006), Carilli a Dempster (2008), Bismas a Mougeot (2009) či Bjerkenes et al. (2010). 7 Za prvního autora, který představil hrubé obrysy rakouské verze monetární teorie cyklu, je považován Mises (1953). 8 Významná je také interpretace De Sotoa (2009), který se věnuje širším aspektům bankovního práva a účetnictví. 9 Termín struktura produkce představuje rakouský koncept charakterizující uspořádání zdrojů (především kapitálových statků) v různě časově náročných výrobních procesech. Pro moderní rozpracování konceptu struktury produkce viz Skousen (1990) či De Soto (2009). 58 POLITICKÁ EKONOMIE, 1, 2015 Již ve svých raných dílech Hayek (1933) upozorňoval, že současná podoba bankovního uspořádání, která je typická vysokou elasticitou úvěrové nabídky, může způsobovat divergenci reálné úrokové míry od úrovně, které by dosahovala při absenci monetárních distorzí (tzv. přirozené úrokové míry). 10 Odchylka tržní a přirozené úrokové míry (tj. vznik úrokového gapu) je touto optikou speciálním případem narušení relativních cen, který vede k nasměrování výrobních zdrojů do dlouhodobě neudržitelných investičních projektů. Sestupná fáze cyklu je pak chápána jako nevyhnutelná revize dřívější chybné alokace výrobních zdrojů. Tento korekční proces se následně prostřednictvím nestability ve finančním sektoru rozprostírá do širší ekonomiky. 2. Testované hypotézy ABCT bude pro potřeby této práce reprezentována následující sadou hypotéz: I. Vliv úrokové míry na strukturu výdajů: A. Růst explicitní úrokové míry vede k relativnímu poklesu investičních výdajů vzhledem ke spotřebním výdajům. B. Růst implicitní úrokové míry vede k relativnímu poklesu investičních výdajů vzhledem ke spotřebním výdajům. II. Vliv úrokové míry na strukturu produkce: A. Růst explicitní úrokové míry vede k relativnímu přesunu zdrojů v rámci struktury produkce, a to směrem od raných k pozdním stádiím produkce. B. Růst implicitní úrokové míry vede k relativnímu přesunu zdrojů v rámci struktury produkce, a to směrem od raných k pozdním stádiím produkce. Z výše uvedeného je patrný akcent na význam úrokové míry, jenž nachází svou oporu nejen v teoretických základech ABCT, ale také v empirické realitě. Z grafu 1 je dobře patrný pravidelný cyklus úrokové míry, který poblíž recese dosahuje své vrcholné fáze. Tento vývoj lze vysvětlit různými způsoby, nejjednodušeji aktivistickou politikou centrální banky, která reaguje na (probíhající či očekávanou) recesi poklesem úrokových sazeb, což později vede k přehřívání ekonomiky a reverzní reakci měnově-politických autorit. ABCT však z uvedeného vývoje úrokové míry vyvozuje originální konsekvence pro strukturální změny v ekonomickém systému. 10 Hayekovo pojetí přirozené úrokové míry, které staví na odlišnosti barterové a peněžní ekonomiky, se významně odlišuje od konceptu, který pod stejným názvem používá hlavní proud ekonomie. Tam je úroková míra nejčastěji chápána jako úroková míra kompatibilní se stabilitou cen a minimalizací produkčního gapu (Laubach a Williams 2003, Bjornland et al. 2011, Mesonnier 2011). V pojetí nových keynesovců je to zároveň úroková míra, která by přetrvávala ve světě bez nominálních frikcí (Neiss a Nelson 2003, Amato 2005, Weber 2006). POLITICKÁ EKONOMIE, 1, Graf 1 Výnos tříměsíčních US Treasuries v průběhu sledovaného období, šedé plochy označují americké recese dle NBER 17,5 15,0 12,5 10,0 (Percent) 7,5 5,0 2,5 0,0-2, Zdroj: databáze St. Luis Fed Jestliže má úroková míra, jak předpokládá ABCT, významný vliv na alokaci zdrojů napříč strukturou produkce, pak její dramatické změny (ať už mají původ v exogenních rozhodnutích centrální banky či vycházejí endogenně z druhého stupně bankovní soustavy) nutně představují specifické ekonomické konsekvence, které běžná makroekonomická intuice nezohledňuje. 11 Tradiční verze ABCT, jejíž zjednodušenou grafickou reprezentaci nabízí Garrison (2001, str ) předpokládá, že pokles úrokové míry souvisí s relativním (!) nárůstem investičních výdajů oproti výdajům spotřebním (hypotézy I). Tuto novou strukturu výdajů pak ekonomika akomoduje prostřednictvím pozměněné alokace zdrojů, kdy je více výrobních prostředků přesunuto právě do tzv. vzdálených stádií produkce (hypotézy II). Poprvé v rámci dosavadní linie empirických výzkumů na bázi ABCT bude při testování úrokové transmise odlišena explicitní a implicitní úroková míra. 12 Explicitní 11 Konvenční makroekonomické modely (viz např. Bernanke a Gertler 1995, Mishkin 1995, Mukherjee a Bhattacharya 2011) akcentují především inverzní vztah mezi úrokovou mírou a agregátními výdaji (pokles úrokových měr růst spotřeby a investic), aniž by se zaměřovaly na relativní vztah mezi těmito komponenty HDP, což je naopak ústředním zájmem ABCT. 12 Pojem implicitní úroková míra je v tomto kontextu použit vůbec poprvé. S fundamentálně odlišným významem ji používá např. Mitchell (1979) či Prušvic (2010). 60 POLITICKÁ EKONOMIE, 1, 2015 úroková míra odpovídá běžnému pojetí úrokových měr, které jsou standardně empiricky reprezentovány sazbami z bankovních úvěrů či výnosy státních dluhopisů. Za implicitní úrokovou míru bude v tomto textu označován cenový poměr, který odpovídá tradičnímu rakouskému teoretickému pojetí úrokové míry. V abstraktní rovině se jedná o poměr cen současných a budoucích statků (viz Mises 1998, str. 521; De Soto 2009, str. 285), což v souladu s kapitálovou teorií rakouské ekonomie lze empiricky zachytit jako poměr cen spotřebních a výrobních (neboli kapitálových) statků. 2.1 Analytický aparát Primárními nástroji pro testování výše uvedených hypotéz jsou v této práci Grangerova kauzalita (GK) a funkce odezvy. Při využití GK je nutné mít na paměti, že ze své podstaty se jedná o test závislosti časové, nikoliv nutně závislosti příčinné. Pro testování GK využívám následující postup navržený Grangerem (1969, str. 431). Vychází z odhadu dvourovnicového lineárního VAR modelu bez úrovňových konstant, přičemž p označuje maximální délku zpoždění: 13 p X a X b Y t j t j j t j t j 1 j 1 p (1.2) p Y c X d Y t j t j j t j t j 1 j 1 p (1.3) Granger (1969, str. 428) vlastní pojetí kauzality definuje tak, že veličina X kauzálně působí na Y, pokud se odhady hodnot Y zpřesní využitím informací o minulých hodnotách X. Jinými slovy, pokud se potvrdí, že veličina X je ve vztahu Grangerovy kauzality k veličině Y, pak platí, že X je relevantní pro odhady budoucího vývoje Y (Covey a Bessler 1992, str. 146). Pro VAR model reprezentovaný rovnicemi (1.2) a (1.3) lze z výše uvedené koncepce kauzality vyvodit tyto podmínky: jestliže je Y v kauzálním vztahu k X, pak musí platit, že některý z koeficientů b j je nenulový. Obdobně, pokud veličina X má ve smyslu Grangerovy kauzality podmiňovat Y, pak některý z koeficientů c j musí být nenulový. 14 Komplementárním nástrojem k testu GK bude analýza funkcí odezvy. Funkce odezvy představují reakci jedné endogenní proměnné na náhodný šok do druhé endogenní proměnné. Náhodný šok by u stacionárních časových řad měl v druhé endogenní vyvolat krátkodobou odezvu, která časem odezní. Bodový odhad odezvy 13 V níže uvedené analýze stanovuji počet zpoždění na základě minimalizace HQC informačního kritéria. Koeficienty VAR modelu jsou odhadovány metodou nejmenších čtverců s využitím standardních chyb robustních vůči heteroskedasticitě a autokorelaci. 14 K otestování výše uvedených podmínek využívám dílčího F-testu (viz Gujarati 2004, str. 698). POLITICKÁ EKONOMIE, 1, jednotlivých proměnných na příslušné šoky doplňuji o 95% interval spolehlivosti. K problému identifikace strukturálního VAR modelu je zde přistupováno pomocí Choleského dekompozice. Řazení proměnných bude explicitně uvedeno u každého odhadu funkce odezvy. 3. Data K odhadu modelu byla využita čtvrtletní data ze Spojených států za období , což generuje celkem 141 pozorování. Pro testování výše uvedených hypotéz bylo nutné definovat proměnné představující explicitní a implicitní úrokovou míru, poměr investičních a spotřebních výdajů a zastoupení výrobních faktorů v různých stádiích produkce. Všechna data byla získána z veřejně dostupných databází, ať už se jedná o St. Luis Fed, Bureau of Economic Analysis (BEA) či Bureau of Labor statistics (BLS). 15 Explicitní úroková míra Reprezentantem explicitní úrokové míry je v této práci 3měsíční výnos amerických státních dluhopisů (GOV3M). Využitím tržních sazeb se tato práce liší od většiny dřívějších empirických výzkumů, neboť v souvislosti s apriorním předpokladem o centrální bance jakožto iniciátoru cyklu se autoři často uchylují k použití Fed Funds Rate (viz Keeler 2001, Young 2005 či Carilli a Dempster (2008). Tento předpoklad mnoha rakouských autorů však zcela ignoruje existenci bankovnictví částečných rezerv a možnost úvěrové expanze iniciované přímo ze strany komerčních bank. 16 Při použití úrokové sazby následně vyvstává otázka, zda do ekonometrického testu zvolit nominální či reálnou sazbu. Předešlý empirický výzkum ABCT využíval téměř výhradně nominální sazby (Wainhouse 1984, Keeler 2001, Mulligan 2006, Bjerkenes et al. 2010). Teoretická intuice by nasvědčovala spíše reálným sazbám, neboť lze předpokládat, že ekonomické subjekty se přinejmenším snaží rozhodovat na základě reálných veličin. 17 Využitím nominálních sazeb tak dochází nutně ke ztrátě cenných informací, protože v kombinaci s pohyby očekávané inflace mohou být změny reálných sazeb zcela zamlženy. V této práci budou, na rozdíl od předchozích analýz zaměřených na ABCT, použity reálné úrokové sazby. K přepočtu na reálné sazby budou použita data o inflačních 15 Všechny časové řady, které dle X12 ARIMA analýzy vykázaly identifikovatelnou sezónnost, byly sezónně očištěny. 16 Takto zjednodušený pohled na emisní monopol centrální banky kritizuje Revenda (2009). 17 Využití nominální sazeb však není zcela neopodstatněné: Fiore a Tristani (2011) v souvislosti s tzv. nákladovým kanálem (cost channel) poukazují na významný praktický vliv nominálních sazeb pro rozhodování firem o investicích za předpokladu nominálně definovaných dluhových kontraktů. 62 POLITICKÁ EKONOMIE, 1, 2015 očekáváních, která jsou dostupná v uvedené databázi St. Luis Fedu. 18 Výpočet reálných sazeb vychází z následujícího vztahu: r = [(100 + i)/(100 + π e ) - 1] x 100 kde r je reálná úroková míra (ex ante), i vyjadřuje nominální úrokovou míru a π e pak očekávanou inflaci. Všechny tři proměnné jsou uvedeny v procentech. Implicitní úroková míra Implicitní úrokovou míru bude reprezentovat proměnná PRICES, která je v souladu s výše uvedenou teoretickou definicí zachycena jako poměr cen spotřebních statků vzhledem k cenám producentských (kapitálových) statků: PRICES final goods prices producent goods prices přičemž proměnná final goods prices je zastoupena indexem spotřebitelských cen (CPI) a proměnná producent goods prices je definována jako vážený index zkonstruovaný pomocí několika dílčích indexů pro ceny výrobních statků a materiálů z databáze BLS: Producent goods prices = 0,25 x Capital Equipment price index + 0,25 x Industrial Commodities price index + 0,25 x Intermediate Materials price index + 0,25 x Crude Materials for Further Processing price index Investice a spotřeba Hypotézy I. A i I. B pracují s poměrem investičních a spotřebních výdajů. Spotřební výdaje jsou reprezentovány agregátem Real Personal Consumption Expenditures (CONSUMPTION) z databáze St. Luis Fed. Ze stejného zdroje pochází hodnoty časové řady Real Gross Private Domestic Investment (INVESTMENT). Pro účely testování výše uvedené hypotézy konstruuji proměnnou SPENDING RATIO: INVESTMENT SPENDING RATIO CONSUMPTION Výrobní faktory Testování hypotéz II. A a II. B vyžaduje konstrukci proměnné charakterizující rozložení zdrojů napříč strukturou produkce. Vzhledem k dostupnosti dat se stejně jako Bjerkenes et al. (2010) zaměřím na jeden z relativně nespecifických výrobních faktorů, kterým je lidská práce. 18 Fed získává data o inflačních očekáváních z dotazníkových šetření, které provádí University of Michigan. POLITICKÁ EKONOMIE, 1, Proměnná RESOURCES, jejíž empirická definice je uvedená níže, vyjadřuje poměr pracovních sil zastoupených v raných a pozdních stádiích produkce. Reprezentanty jednotlivých stádií jsem zvolil na základě ilustrací, které explicitně uvádějí rakouští autoři. 19 Data pochází ze statistiky sektorové zaměstnanosti, kterou zpracovává BLS. 20 CONSTRUCTION MINING RESOURCES LEISURE RETAIL WHOLESALE Následující tabulka obsahuje deskriptivní statistiky všech použitých proměnných za sledované období. Tabulka 1 Deskriptivní statistiky pro období 1978:1 2013:4 Proměnná Střední hodnota Medián Minimum Maximum Směr. odch GOV3M 1, , ,7535 8, ,69513 PRICES 0, , , , , RESOURCES 0, , , , , SPENDING RATIO 0, ,239 0, , , Stacionarita použitých časových řad Výsledky ADF testu stacionarity zobrazuje tabulka 2. Je patrné, že všechny proměnné jsou v úrovních nestacionární, přičemž ke stacionarizaci postačí přechod na první diference. (časové řady jsou integrované řádu jedna). 21 Názvu jednotlivých proměnných bude nadále předcházet malé d, které značí vyjádření proměnných v prvních diferencích. 19 Garrison (2001, str. 47) zařazuje ve svém didaktickém modelu Hayekova trojúhelníku těžbu jako příklad raného stádia, zpracovatelský sektor jako příklad středního stádia a maloobchod jako příklad pozdního stádia. Woods (2009, str. 26) zařazuje těžbu a stavebnictví mezi relativně raná stádia produkce. 20 Definice jednotlivých agregátů dle BLS: CONSTRUCTION = všichni zaměstnanci stavebního průmyslu; MINING = všichni zaměstnanci těžebního průmyslu; LEISURE = všichni zaměstnanci v zábavním průmyslu a pohostinství; RETAIL = všichni zaměstnanci maloobchodního sektoru; WHOLESALE = všichni zaměstnanci velkoobchodního sektoru; MANUFACTURING = všichni zaměstnanci ve výrobním průmyslu. 21 Při testování hypotéz budu zde, stejně jako v celém zbytku práce, vycházet z požadované 5% hladiny významnosti. 64 POLITICKÁ EKONOMIE, 1, 2015 Tabulka 2 Výsledky ADF testu pro úrovně a první diference použitých proměnných Proměnná p-hodnota pro úrovně p-hodnota pro 1. dif. GOV3M 0,7606 0,00174 PRICES 0,2089 3,94e-15 RESOURCES 0,1534 1,52e-05 SPENDING RATIO 0,3056 3,22e Výsledky empirické analýzy Hypotéza I. A Jak bylo uvedeno v kapitole 2, moderní interpretace rakouské teorie kapitálu (a cyklu) předpokládá, že pokles (resp. růst) úrokové míry způsobuje růst (resp. pokles) poměru investičních a spotřebních výdajů. V rámci hypotézy I. A bude jako spouštěcí mechanismus této transmise testována explicitní úroková míra. Prvním indikátorem bude u všech zkoumaných hypotéz Grangerova kauzalita. Výsledky testu na bázi VAR (2) modelu (tabulka 3) potvrzují jednosměrnou závislost výdajového poměru (d_spending RATIO) na úrokové míře (d_gov3m). Tabulka 3 Grangerova kauzalita pro d_gov3m a d_spending RATIO Směr závislosti: F-statistika [p-hodnota] pro nulové restrikce H0 o neexistenci Grangerovy kauzality Korigovaný koeficient determinance F-statistika [p-hodnota] pro celý VAR d_gov3m d_spending RATIO 14,834 [0,0000] zamítnuta 0, , (4,56e-06) d_spending RATIO d_gov3m 2,1775 [0,1172] nezamítnuta 0, , (0,001696) Graf 2 zobrazuje odezvu výdajového poměru na jednotkový šok v d_gov3m. Po mírném nárůstu v prvních dvou obdobích zaz
Search Related
We Need Your Support
Thank you for visiting our website and your interest in our free products and services. We are nonprofit website to share and download documents. To the running of this website, we need your help to support us.

Thanks to everyone for your continued support.

No, Thanks