Modely s tempem růstu disponibilního důchodu domácností

Modely tak zohledňovaly vliv dvou ze tří základních složek disponibilního důchodu, který je dle neoklasické teorie jedním z hlavních determinantů úspor, jak ukazuje rovnice (3).

Těmito složkami byly celkový důchod a zdanění. Proměnná tempa růstu reálného HDP byla využita zejména z důvodu, že její data jsou dostupnější a pokrývají delší období. Tento krok je činěn v mnoha studiích zabývajících se spotřebním chováním. Autoři spoléhají na to, že mezi HDP a disponibilním důchodem existuje silná pozitivní korelace. Aktuální

Tabulka 15: Výsledky robustního odhadu koeficientů dalších variací modelů

Poznámka: vlastní zpracování; směrodatné chyby jsou reportovány v závorkách; modely a jejich specifikace jsou uvedeny v tabulce 14; proměnné jsou specifikovány v sekci 4.1;

N – celkový počet pozorování; (1) – model 1.b; (2) – model 3.b; *p<0,1, **p<0,05,

***p<0,01.

43

dostupná data však toto tvrzení jednoznačně nepodporují. Korelační koeficient mezi proměnnými 𝑔𝑔𝑑𝑝 a 𝑔ℎ𝑦𝑑 se napříč zeměmi pohybuje přibližně mezi –0,11 a 0,84. Jeho průměr činí zhruba 0,36. V datech zahrnujících i rok 2020 se tento koeficient pohybuje mezi –0,63 a 0,77, a jeho průměr je zhruba 0,35. To napovídá, že mezi těmito proměnnými nelze předpokládat existenci silné pozitivní korelace.

V této sekci zohledním přímo vliv disponibilního důchodu. Tempo růstu reálného HDP (𝑔𝑔𝑑𝑝) bude nahrazeno tempem růstu disponibilního důchodu domácností (𝑔ℎ𝑦𝑑).

Ověřím, zda se výsledky změnily. Následně odhadnu variace modelů, ze kterých vyřadím proměnnou změny poměru daňového zatížení k HDP (∆𝑡𝑎𝑥).

Souhrn specifikací všech těchto variací modelů je obsažen v tabulce 16. Počet pozorování je zhruba poloviční oproti dosavadní analýze. To je způsobeno nedostupností dat pro proměnnou tempa růstu disponobilních důchodů domácností, která je k dispozici až od roku 2008. Na odhad těchto modelů byl využit fixní „within“ estimátor. Tento krok byl učiněn na základě Haussmanova testu endogenity, ve kterém ve všech případech zamítáme nulovou hypotézu o exogenitě. Nutné předpoklady využití náhodných efektů tedy nejsou splněny. Pouze fixní efekty dávají konzistentní odhady koeficientů.

Tabulka 17 obsahuje souhrn výsledků robustních odhadů koeficientů modelů uvedených v tabulce 16. Reálná úroková míra je ve dvou ze čtyř modelů významnou proměnnou na 5% hladině. Její koeficient je ve všech případech záporný a naznačuje tak dominanci důchodového efektu. Tento výsledek je v rozporu s dosavadními závěry, že reálná úroková míra nemá vliv na čistou míru úspor domácností.

Tabulka 16: Souhrn specifikací variací modelů pracujících s proměnnou roční míry růstu disponibilního důchodu domácností

Poznámka: vlastní zpracování; definice a pojmenování proměnných lze nalézt v sekci 4.1;

N – celkový počet pozorování.

44

Nominální úroková míra není signifikantní na 5% hladině významnosti, nicméně její p-hodnota je ve dvou ze čtyř modelů nižší než 0,1. Koeficient této proměnné je též záporný.

Oproti tomu očekávaná míra inflace má ve třech ze čtyř modelů statisticky významný pozitivní vliv, což je v souladu z opatrnostním motivem úspor, je-li inflace měřítkem ekonomické volatility. Zároveň se jedná o působení důchodového efektu. Domácnosti se cítí v budoucnu chudší kvůli očekávanému růstu cen a zvyšují úspory na chudší budoucnost již dnes.

Míra nezaměstnanosti je v kontrastu s původními výsledky též statisticky signifikantní ve většině modelů a má na změnu čisté míry úspor domácností negativní vliv. Převažuje tedy negativní efekt, který je možno vysvětlit například negativním dopadem, jež má nezaměstnanost na disponibilní důchody dotčených domácností.

Tabulka 17: Souhrn výsledků robustních odhadů koeficientů modelů obsahující proměnnou roční míry růstu disponibilního důchodu domácností

Poznámka: vlastní zpracování; směrodatné chyby jsou reportovány v závorkách; modely a jejich specifikace jsou uvedeny v tabulce 16; proměnné jsou specifikovány v sekci 4.1;

N – celkový počet pozorování; *p<0,1, **p<0,05, ***p<0,01.

45

Růst bohatství domácností zastoupený indexem reálných cen nemovitostí má ve všech modelech statisticky významný negativní dopad na míru úspor. Proměnná ∆𝑡𝑎𝑥 si vysokou významnost zachovala, ačkoli její negativní vliv oslabil. Proměnná 𝑐𝑣𝑑 nebyla touto změnou vyrazněji ovlivněna a má stále velmi signifikantní a vysoký pozitivní efekt.

Proměnná 𝑔ℎ𝑦𝑑 je velmi významným prediktorem ve všech variacích modelů a má poměrně silný pozitivní vliv na změnu čisté míry úspor domácností. Se zvýšením tempa růstu disponibilního důchodu tedy stoupá rychlost změny míry úspor. Odebráním proměnné daňového zatížení vliv tempa růstu disponibilního důchodu lehce posílil. Tento nárůst není tak výrazný z důvodu, že nikoliv všechny daně obsažené v celkové daňové zátěži mají dopad na disponibilní důchody.

Výsledné odhady vlivu 𝑔ℎ𝑦𝑑 ukazují na opačný efekt, než má 𝑔𝑔𝑑𝑝 v předchozích modelech. To jde proti přesvědčení, že celkový a disponibilní důchod jsou silně pozitivně korelované veličiny. Protichůdnost odhadnutých efektů proměnných 𝑔𝑔𝑑𝑝 a 𝑔ℎ𝑦𝑑 se jeví jako kontraintuitivní. Proto analyzuji další variace modelů uvedených v tabulce 16, které zahrnují tempa růstu obou typů důchodu. Tabulka 18 shrnuje detailní specifikace těchto modelů.

Tabulka 19 obsahuje souhrn výsledků robustních odhadů koeficientů variací modelů specifikovaných v tabulce 18. Zahrnutí 𝑔𝑔𝑑𝑝 i 𝑔ℎ𝑦𝑑 ještě posílilo významnosti úrokových měr. Reálné i nominální úrokové míry jsou nyní statisticky významnými prediktory na 5%

hladině v modelech zahrnujících proměnnou ∆𝑡𝑎𝑥. Ve čtyřech z osmi případů tak docházím k závěrům, jež rozporují původní zamítnutí hlavní hypotézy (H.1) respektive Tabulka 18: Souhrn specifikací variací modelů pracujících s proměnnými roční míry růstu

reálného HDP na hlavu a roční míry růstu disponibilního důchodu domácností

Poznámka: vlastní zpracování; definice a pojmenování proměnných lze nalézt v sekci 4.1;

N – celkový počet pozorování.

46

(H.2). Efekty nominální a reálné úrokové míry jsou negativní a naznačují tedy dominanci důchodového efektu.

Protichůdné efekty proměnných 𝑔𝑔𝑑𝑝 a 𝑔ℎ𝑦𝑑 přetrvávají a ještě zesílily. Lehce zesílily též vlivy změny poměru daňového zatížení k HDP a očekávané míry inflace.

Naopak míra nezaměstnanosti ztratila svoji významnost ve většině modelů. Tempo růstu reálného HDP na hlavu tedy její efekt odčerpává.

Tabulka 19: Souhrn výsledků robustních odhadů koeficientů modelů pracujících s proměnnými roční míry růstu reálného HDP na hlavu a roční míry růstu disponibilního důchodu

domácností

Poznámka: vlastní zpracování; směrodatné chyby jsou reportovány v závorkách; modely a jejich specifikace jsou uvedeny v tabulce 16; proměnné jsou specifikovány v sekci 4.1;

N – celkový počet pozorování; *p<0,1, **p<0,05, ***p<0,01.

47