Vysoká škola ekonomická v Praze
Národohospodářská fakulta
Hlavní specializace: Ekonomie
J E MÍRA ÚSPOR CITLIVÁ NA ÚROKOVOU MÍRU ? P ŘÍPAD VYBRANÝCH ZEMÍ OECD
bakalářská práce
Autor: Martin Mašek
Vedoucí práce: Ing. Pavel Potužák, Ph.D.
Rok: 2021
Prohlašuji na svou čest, že jsem bakalářskou práci vypracoval samostatně a s použitím uvedené literatury.
Martin Mašek
V Praze, dne 15. 12. 2021
Poděkování:
Rád bych poděkoval panu Ing. Pavlu Potužákovi, Ph.D. za všechnu pomoc,
připomínky, rady, diskusi a obecně veškerý cenný čas věnovaný této práci.
Vysoká škola ekonomická v Praze Národohospodářská fakulta
Katedra ekonomie Akademický rok: 2021/2022
ZADÁNÍ BAKALÁŘSKÉ PRÁCE
Zpracovatel: Martin Mašek
Studijní program: Ekonomie a hospodářská správa
Obor: Ekonomie
Název tématu: Je míra úspor citlivá na úrokovou míru? Případ vybraných zemí OECD.
Zásady pro vypracování:
1. Úspory domácností jsou, spolu se spotřebními výdaji, ovlivňovány mnoha faktory.
Ekonomové se rozcházejí v názorech na to, zda úroková míra vstupuje do rozhodování domácností právě v oblasti spotřeby a úspor. Cílem práce bude zjistit, zda je vliv úrokové míry na míru úspor domácností, i po zahrnutí řady dalších vybraných proměnných, statisticky významný.
2. Značná část vyspělejších ekonomik po celém světě zažívala doposud poměrně dlouhé období velice nízkých nominálních, a s tím zároveň i reálných, úrokových měr, často velmi blízko spodní nulové hranice. Některé centrální banky se uchylovaly dokonce i k záporným nominálním úrokovým mírám. V nedávné době začíná ovšem docházet k jejich navyšování v reakci na nárůst míry inflace zejména ve spojení s expanzivní měnovou politikou během pandemie nemoci COVID-19. Centrální banky řídící se Taylorovým pravidlem tak navyšují nominální úrokové sazby více, než kolik činí nárůst inflace, a efektivně tak zvyšují i reálné úrokové míry.
Práce, která bude analyzovat aktuální data, ověří hypotézu, zda je míra úspor statisticky významně citlivá na reálnou krátkodobou úrokovou míru. Dále taktéž práce ověří hypotézu, zda lidé v míře úspor nereagují spíše na nominální krátkodobou úrokovou míru a zda tedy do nějaké míry nehraje v tomto vztahu roli peněžní iluze.
3. Teoretická část práce se bude zabývat vybranými faktory ovlivňujícími míru úspor domácností, tedy nejen krátkodobými úrokovými mírami, ale též očekávanou mírou inflace, mírou nezaměstnanosti, bohatstvím domácností, zdaněním příjmu a majetku a velikostí veřejného dluhu. Adresována bude i otázka dopadu pandemie COVID-19 na úspory domácností. Pozornost bude též věnována otázkám inflačního očekávání a vlivu peněžních iluzí na vnímání úrokových měr domácnostmi.
4. Empirická část práce se bude zabývat analýzou vztahu míry úspor domácností a výše zmíněných vybraných proměnných včetně krátkodobých úrokových měr a dummy proměnné, která bude sloužit k zohlednění dopadu pandemie COVID-19. Ověřeny budou dvě hypotézy, zda je míra úspor domácností statisticky významně citlivá nejprve na reálnou a v druhém případě na nominální krátkodobou úrokovou míru. Využit k tomu bude model s panelovými daty za období od roku 1995 do roku 2020 včetně z 24 vybraných zemí OECD, tj. Austrálie, Belgie, Česká republika, Dánsko, Finsko, Francie, Irsko, Itálie, Japonsko, Kanada, Lucembursko, Německo, Nizozemsko, Norsko, Nový Zéland, Maďarsko, Portugalsko, Rakousko, Slovensko, Spojené státy americké, Španělsko, Švédsko, Švýcarsko a Velká Británie. Jako zdroj dat budou využity zejména centrální banky zemí zahrnutých do analýzy, OECD a Mezinárodní měnový fond.
5. Klíčová slova: Míra úspor, úroková míra, inflace, peněžní iluze, míra nezaměstnanosti, bohatství domácností, zdanění příjmu a majetku, veřejný dluh, model s panelovými daty.
Rozsah práce: 45 Seznam odborné literatury:
1. BAILEY, Martin J. Saving and the Rate of Interest. Journal of Political Economy. University of Chicago Press, 1957, roč. 65, č. 4, s. 279–305.
2. BOUYON, Sylvain. Policy Options for European Household Saving. Journal of Economic Integration.
Journal of Economic Integration, 2016, roč. 31, č. l, s. 134–165.
3. CAMPBELL, J. Y., MANKIW, N. G. Consumption, Income and Interest Rates: Reinterpreting the Time Series Evidence. NBER Macroeconomics Annual, 1989, vyd. 4, s. 185–246.
4. FISHER, Irving. Appreciation and Interest. Publications of the American Economic Association. Ame- rican Economic Association, 1896, roč. 1l, č. 4, s. 1–98.
5. METZLER, Lloyd A. Wealth, Saving, and the Rate of Interest. Journal of Political Economy. University of Chicago Press, 1951, roč. 59, č. 2, s. 93–116.
6. OPOKU, Philemon Kwame. The Short-Run and Long-Run Determinants of Household Saving: Eviden- ce from OECD Economies. Comparative Economic Studies. Palgrave Macmillan, 2020, roč. 62, č. 3, s.
430–464.
Datum zadání bakalářské práce: říjen 2021
Termín odevzdání bakalářské práce: prosinec 2021
Abstrakt
Tato práce analyzuje vztah mezi čistou mírou úspor domácností a krátkodobou nominální a reálnou úrokovou mírou. Využívá nevybalancovaného panelu dat z 23 zemí OECD za časové rozmezí 1995–2020 ve statických lineárních panelových modelech. Hlavním rozdílem od předešlých prací je zohlednění peněžních iluzí v úrokových mírách a rozdělení analýzy na nominální a reálné hodnoty. Při zkoumání těchto vztahů je využit soubor několika dalších proměnných, jimiž jsou očekávaná míra inflace, míra nezaměstnanosti, poměr celkového hrubého státního dluhu k HDP, index reálných cen nemovitostí zastupující bohatství domácností, poměr celkového daňového zatížení k HDP, roční míra růstu reálného HDP na hlavu, roční míra růstu disponibilního důchodu domácností a dummy proměnná zohledňující přítomnost pandemie nemoci COVID-19 a protiepidemických restriktivních opatření. Empirická analýza nenalézá jednoznačný statisticky významný vztah mezi nominální ani mezi reálnou úrokovou mírou a čistou mírou úspor domácností. U daňového zatížení a tempa růstu reálného HDP jsou naopak nalezeny jasné statisticky významné negativní efekty, zatímco tempo růstu disponibilního důchodu domácností a přítomnost pandemie mají statisticky významné pozitivní efekty.
Klíčová slova: Míra úspor domácností, nominální úroková míra, reálná úroková míra, očekávaná míra inflace, peněžní iluze, míra nezaměstnanosti, bohatství domácností, zdanění příjmu a majetku, veřejný dluh, tempo růstu reálného HDP, tempo růstu disponibilního důchodu domácností, model s panelovými daty
JEL klasifikace: C33, D11, E20, E27, E40
Abstract
This paper analyses the relationship between the net household saving rate and the short-term nominal and real interest rate. It utilizes unbalanced panel data from 23 OECD countries during the time range 1995–2020 in static panel linear models. The main difference from prior research is the consideration of money illusion in interest rates and the partition of the analysis on nominal and real values. When examining these relationships, a set of other variables is used, namely the expected rate of inflation, the unemployment rate, a ratio of the general gross government debt to the GDP, the real housing prices index representing household wealth, a ratio of the total tax burden to the GDP, the annual growth rate of the real GDP per capita, the annual growth rate of household disposable income and a dummy variable which quantifies the presence of the COVID-19 pandemic and the anti-epidemic restrictive measures. The empirical analysis does not show any statistically significant relationship between neither the nominal nor the real interest rate and the net household saving rate. On the contrary, the tax burden ratio and the growth rate of the real GDP are found to have clear statistically significant negative effects, while the annual growth rate of household disposable income and the presence of the pandemic have statistically significant positive effects.
Keywords: Household saving rate, nominal interest rate, real interest rate, expected rate of inflation, money illusion, unemployment rate, household wealth, taxation on income and wealth, public debt, growth rate of the real GDP, growth rate of household disposable income, panel data model
JEL classification: C33, D11, E20, E27, E40
Obsah
1. Úvod ... 1
2. Teorie úspor ... 3
2.1. Předchozí výzkum vztahu mezi úrokovými mírami a úsporami ... 3
2.2. Úspory domácností a mezičasová substituce spotřeby ... 7
2.3. Úroková míra a úspory v neoklasickém modelu ... 11
3. Další faktory významné pro analýzu úspor ... 12
3.1. Míra nezaměstnanosti a hospodářský cyklus ... 12
3.2. Veřejný sektor a fiskální politika ... 13
3.3. Bohatství domácností a růst reálného důchodu ... 14
3.4. Dopad pandemie COVID-19 ... 15
3.5. Inflační očekávání ... 15
3.6. Peněžní iluze a spotřební chování ... 16
4. Data a empirická analýza ... 17
4.1. Data ... 17
4.1.1. Test průřezové závislosti v panelových datech ... 24
4.1.2. Testy jednotkových kořenů v panelových datech ... 24
4.2. Hlavní hypotézy ... 27
4.3. Specifikace hlavních modelů ... 27
4.3.1. Hausmanův test endogenity ... 28
4.3.2. Testy heteroskedasticity, autokorelace a multikolinearity ... 29
5. Výsledky odhadu modelů... 30
5.1. Kompletní modely ... 31
5.1.1. Model 1 ... 31
5.1.2. Model 2 ... 35
5.2. Omezené modely ... 37
5.2.1. Model 3 ... 37
5.2.2. Model 4 ... 39
5.3. Další testy robustnosti výsledků ... 41
5.3.1. Modely s prvními diferencemi nominální úrokové míry ... 41
5.3.2. Modely s tempem růstu disponibilního důchodu domácností ... 42
6. Závěr ... 47
7. Seznam použité literatury ... 49
8. Apendix ... 52
1
1. Úvod
V této práci se zaměřuji na vyřešení otázky, která je předmětem sporů již od první poloviny předešlého století. Jedná se o otázku týkající se běžného alokačního rozhodování každého jedince, konkrétně, zda je míra úspor citlivá na úrokovou míru. K řešení tohoto problému přistupuji skrze míry úspor domácností a zohlednění peněžních iluzí v úrokových mírách. Analýzu tak rozděluji na nominální a reálné hodnoty a hlavní řešené hypotézy práce jsou tudíž dvě. Zaprvé, je míra úspor citlivá na nominální úrokovou míru? Zadruhé, je míra úspor citlivá na reálnou úrokovou míru? Tímto se tato práce liší od předchozích studií, které zpravidla nepodrobují danou problematiku podobné dvojí analýze, nýbrž se zaměřují pouze na nominální nebo reálné úrokové míry.
V analýze tohoto problému aplikuji statický lineární panelový model zahrnující mimo klíčových proměnných i soubor několika dalších determinantů, u nichž očekávám, že mohou mít na míru úspor domácností významný dopad.
Vyřešení této otázky je zásadní pro lepší porozumění skutečným jevům a tendencím ve spotřebním a spořícím chování, a tudíž pro prověření základních modelů úspor, na nichž ekonomická teorie staví. V empirické části této práce docházím postupnou analýzou čtyř hlavních modelů k závěrům, že ani nominální ani reálná úroková míra nemá na míru úspor domácností statisticky významný vliv. Tato východiska jsou však odhadem několika alternativních specifikací modelů rozporována. Analýza tedy nevede k jednoznačnému závěru o existenci statisticky významného vztahu mezi úrokovými mírami a mírou úspor.
Ve všech modelech se jako signifikantní determinanty ukazují poměr daňového zatížení k HDP, tempo růstu reálného HDP na hlavu, tempo růstu disponibilního důchodu domácností a dummy proměnná pro přítomnost pandemie nemoci COVID-19. V souboru výsledků se objevují i další signifikantní prediktory, jejichž významnost však není konzistentní napříč všemi modely.
Ve druhé kapitole se nejprve věnuji shrnutí dosavadního poznaní této problematiky a jmenuji výsledky vybraných studií a empirických analýz vztahu mezi mírami úspor a úrokovými mírami. Nastiňuji vývoj poznání o mezičasové substituci spotřeby, jež s úsporami úzce souvisí, a krátce zmiňuji i neoklasickou teorii úspor, jež je pro dnešní ekonomii důležitým stavebním kamenem. Ve třetí části stručně představuji ostatní determinanty zahrnuté do této empirické analýzy a věnuji se interakci peněžních iluzí a úrokových měr. Ve čtvrté části začíná empirická analýza. Tato sekce obsahuje
2
představení datového souboru, prezentaci výsledků důležitých testů předpokladů a specifikace hlavních hypotéz a hlavních modelů. V páté kapitole jsou interpretovány výsledky odhadů všech hlavních modelů, včetně dalších ověření jejich robustnosti. Šestá sekce obsahuje shrnutí závěrů a doporučení pro další výzkum, včetně diskuse možných nedostatků empirické analýzy této práce.
3
2. Teorie úspor
2.1. Předchozí výzkum vztahu mezi úrokovými mírami a úsporami
Spor o to, zda úroková míra hraje nějakou významnou roli v rozhodovacím procesu o soukromých úsporách, existuje mezi ekonomy již více než 90 let. Nejasnost ohledně vlivu úrokových měr na míru úspor se stala poprvé středem pozornosti zásluhou dvojice ekonomů světového významu: Irvinga Fishera v díle The Theory of Interest (1930) a Johna M. Keynese v knize The General Theory of Employment, Interest and Money (1936).
Irving Fisher publikoval svou Teorii úroku roku 1930, v níž formuloval model mezičasové substituce spotřeby. Spotřeba je v jeho teorii závislá nejen na toku důchodů, ale taktéž na reálné úrokové míře. Od mezičasové substituce spotřeby se odvíjí úspory, a jsou tudíž také funkcí reálné úrokové míry. Fisher v modelu využívá indiferenční křivky, které závisí na individuálních preferencích jednotlivců, a rozpočtová omezení, která závisí na toku důchodů a reálné úrokové míře, jíž jednotlivci ze současného pohledu diskontují budoucí důchody a spotřebu. Úroková míra představuje v kontextu této teorie pro jednotlivce „míru odměny za odloženou spotřebu“. Optimum se nachází v bodě, ve kterém je rozpočtové omezení tečnou nejvyšší dosažitelné indiferenční křivky. Změny úrokové míry, ceteris paribus, mění sklon rozpočtového omezení a optimum se přesouvá, přičemž zde působí dva efekty – substituční a důchodový. Zda jsou úspory rostoucí či klesající funkcí reálné úrokové míry, pak závisí na tom, který z efektů převažuje a v kontextu této teorie tedy není možné zformulovat jednoznačnou odpověď.
V roce 1936 publikoval Keynes knihu Obecná teorií zaměstnanosti, úroku a peněz, jež obsahovala mimo jiné teorii spotřeby a odvození spotřební funkce. Keynes předpokládal pouze velmi slabý efekt úrokových měr na spotřebu a úspory. Jak spotřeba, tak úspory, jsou podle Keynese funkcí pouze disponibilního důchodu, a nikoliv úrokové míry. Tento pohled byl poměrně dlouho všeobecně přijímán.
Později na Fishera a Keynese navázali další ekonomové využívající nových poznatků a metod ve spojení s dostupnějšími daty, než měli k dispozici Fisher a Keynes. Tyto nástroje využili k řešení nejasností v dané problematice s cílem získat jasnou odpověď na otázku, zda je efekt úrokových měr na úspory pozitivní, negativní, či zda se vůbec významně liší od nuly.
Bailey (1957) zkoumal, zda růst úrokové míry vede k růstu nebo k poklesu úspor, s nimiž pracoval jako s poptávkou po budoucích statcích. Zdůraznil, že existují argumenty
4
a ekonomické motivy podporující oba směry vlivu. V několika modelech se snažil separovat a odhadnout substituční a důchodové efekty změn úrokové míry. Nakonec s využitím této analýzy formuloval základní podmínky, za kterých lze očekávat pokles, respektive růst úspor, a zároveň kdy výsledek nemůže být předem jednoznačně určen. Tyto podmínky zní dle mé interpretace následovně. Za předpokladu neměnných reálných zdrojů, tzn. konstantní produktivity, vede zvýšení úrokové míry k růstu úspor, jelikož zde působí pouze pozitivní substituční efekt. Při nekonstantní produktivitě kapitálu je výsledek složitější. Pokud je zvýšení aktuálního důchodu nižší než zvýšení mezní produktivity kapitálu, úspory po zvýšení úrokové míry klesnou. Pokud je zvýšení aktuálního důchodu alespoň odpovídající zvýšení mezní produktivity kapitálu, úspory po zvýšení úrokové míry vzrostou. Jeho závěry, postupy a užité předpoklady byly v té době poměrně provokativní a vzbudily řadu reakcí (Buchanan, 1959), které zpochybňovaly jejich správnost.
Houthakker a Taylor (1967) nalezli analýzou poptávek po necelé stovce statků v USA a výdajů na spotřebu a úspory překvapivý inverzní vztah mezi úrokovou mírou a mírou soukromých úspor. S jejich závěry se shoduje i další pozdější práce od Webera (1970), který taktéž provedl svou analýzu s využitím dat z USA v rozpětí přibližně 30 let, nicméně zaměřil se přímo na vztah mezi spotřebou a úrokovou mírou. Jeho závěrem byl pozitivní vztah mezi úrokovou mírou a agregátní spotřebou. Růst úrokové míry tedy vede, ceteris paribus, k růstu celkové spotřeby, a nutně tedy i k poklesu úspor, z čehož plyne inverzní vztah mezi úrokovou mírou a úsporami.
V rozporu s těmito tvrzeními a nálezy dospěli Juster a Wachtel (1972) a Juster a Taylor (1975) k opačnému výsledku. Taylor se tak v podstatě postavil do opozice vůči závěrům dřívější práce, na níž se podílel. Juster a Wachtel (1972) se soustředili výhradně na úspory a snažili se sestavit model, jejž by bylo možné efektivně využít k předpovídání míry soukromých úspor. Zabývali se tak souborem několika proměnných a snažili se odhadnout jejich společný vliv na míru úspor. Kromě úrokových měr vybrali například osobní daně, transferové platby, nezaměstnanost či míru inflace. Úrokové míry byly určeny jako statisticky významná proměnná s pozitivním vlivem na míru soukromých úspor. Tento efekt se dvojici autorů v některých z variací odhadovaných modelů zdál až nepravděpodobně velký vzhledem k tomu, že dlouhodobá úroková elasticita míry úspor vycházela až 0,42. Juster a Taylor (1975) se pokusili propojit roli složení příjmů a nejistoty do uceleného modelu soukromých úspor. Nalezli pozitivní vztah mezi změnami v nominální úrokové míře a mírou soukromých úspor, ačkoli koeficient u nominální úrokové míry v úrovních byl odhadnut jako záporný.
5
Pozitivního vztah odhadl i Boskin (1978), jenž se soustředil s využitím dat z USA na analýzu daní a úrokové míry ve vztahu k agregátní spotřebě a agregátním úsporám. Boskin shledal tento vztah stejně jako Juster a Wachtel (1972) poměrně silným vzhledem k tomu, že jeho odhad úrokové elasticity činil přibližně 0,4. 1% nárůst úrokové míry by tudíž znamenal 0,4% nárůst míry úspor. Je ovšem nutné podotknout, že se Boskin při své analýze soustředil na celkové a nikoli na soukromé úspory.
David a Scadding (1974) se zabývali soukromými úsporami a vývojem jejich poměru k hrubému národnímu produktu v USA za více než 70 let dlouhé období. Jejich východiskem bylo zjištění, že tato míra je v čase velice stabilní s jen velmi nepatrnými odchylkami. Soukromé úspory se tudíž příliš neměnily, přestože úrokové míry byly během tohoto období poměrně volatilní. Tato skutečnost napovídá, že úroková míra nemá na míru soukromých úspor žádný vliv.
Howrey a Hymans (1978) se zabývali otázkou, zda úspory, jakožto nabídka zápůjčního kapitálu, závisí alespoň částečně na úrokové míře. Při své meta-analýze zkoumali výsledky několika předchozích studií a došli k závěru, že dřívější nálezy pozitivního, statisticky významného a poměrně velkého vlivu úrokové míry na osobní úspory nejsou po důkladnějším přezkoumání přesvědčivé a důvěryhodné. Důvodem pro tento závěr bylo, že výsledky předchozích studií byly příliš citlivé na malé změny ve zkoumaném období, v definicích proměnných a v dynamice odhadovaných modelů.
Na obdobných závěrech se shodli i Schmidt-Hebbel et al. (1992), či Edwards (1996).
Schmidt-Hebbel et al. (1992) na rozdíl od předchozích prací nevyužívali pouze domácí data z USA, nýbrž pracovali se souborem 10 zemí, a předznamenali tak vznik pozdějšího standardu, jímž je využívání panelových dat v ekonometrické analýze. Při svém testování vlivu souboru několika proměnných na úspory domácností se jim mimo jiné nepodařilo zjistit jakýkoliv významný efekt úrokových měr. Edwards (1996) se taktéž zaměřil na analýzu proměnných, jež by mohly mít dopad na míru soukromých úspor, nicméně k tomuto účelu využil zejména panelová data z Latinské Ameriky. Co se týče úrokové míry, taktéž nenalezl statisticky významný efekt.
Summers (1984) naznačil pravděpodobnou existenci statisticky významné úrokové elasticity úspor, a tím potvrdil svůj dřívější nález vysoké elasticity mezičasové substituce spotřeby (1982). Hall (1988) Summersovy nálezy vyvrátil poukazem na to, že využíval nevhodné instrumenty a estimátory. Elasticita mezičasové substituce je dle Halla ve skutečnosti velmi nízká, ne-li nulová. Elasticitou mezičasové substituce se hlouběji zabývá sekce 2.2 této bakalářské práce.
6
Callen a Thimman (1997) využili pro analýzu úspor model s panelovými daty, které získali z 21 zemí OECD. Svou pozornost soustředili zejména na analýzu vlivu veřejného sektoru, konkrétně pak zdanění a sociálního zajištění. Z poměrně početného souboru determinantů úspor domácností označili za významné mimo jiné reálné úrokové míry a inflaci.
Masson et al. (1998) a Bandiera et al. (2000) orientovali svou analýzu soukromých úspor do rozvojových zemí. Masson et al. (1998) nalezli pozitivní efekt úrokových měr, i když jeho robustnost byla relativně malá. Bandiera et al. (2000) se zaměřili zejména na vliv finanční liberalizace, ve spojení s níž se zabývali i vlivem úrokových měr, jež byl autory popsán jako komplikovaný a nejednoznačný. Příčinou bylo jeho složení ze dvou protichůdných efektů, substitučního a důchodového. Konečné východisko této studie mimo jiné znělo, že proměnné reálné úrokové míry a míry inflace pozitivně ovlivňují úspory.
V částečném kontrastu k tomu jsou závěry Loayzy et al. (2000), kteří analyzovali rozsáhlý souboru panelových dat a zjistili negativní efekt reálné úrokové míry a pozitivní efekt inflace, který je v souladu s opatrnostním motivem úspor, je-li inflace vnímána jako měřítko volatility. Také shledali, že míry soukromých úspor vykazují určitou setrvačnost a efekty změn v jejich determinantech se tudíž plně projevují až po několika letech.
De Serres a Pelgrin (2002) se zabývali dynamickou analýzou soukromých úspor na souboru 15 zemí OECD, ve které zohlednili heterogenitu zemí, a umožnili tak krátkodobým a dlouhodobým odhadům koeficientů nabývat pro dané země specifických hodnot, kde toho bylo zapotřebí. Zjistili tak mimo jiné, že reálné úrokové míry mají statisticky významný negativní vliv na soukromé úspory, a dominoval tedy důchodový efekt. Ferrucci a Miralles (2007) zkoumali soukromé úspory v zemích OECD s užitím dynamického modelu, v němž taktéž vzali v úvahu rozdíly mezi zeměmi. Tito autoři nalezli naopak pozitivní signifikantní vliv reálné úrokové míry, tedy dominanci substitučního efektu nad důchodovým.
Horioka a Wan (2007) se ve své analýze zaměřili na míru úspor čínských domácností a shledali, že tato proměnná podléhá určité setrvačnosti a má na ni mimo jiné statisticky významný pozitivní vliv reálná úroková míra.
Hüfner a Koske (2010) se zaměřili na země G7. Ve své analýze umožnili heterogenitu v koeficientech napříč zeměmi. Zjistili významné vlivy reálné úrokové míry na úspory domácností ve většině zkoumaných zemí, ovšem směr těchto efektů se mezi jednotlivými zeměmi lišil.
Mody et al. (2012) se zaměřili na zkoumání čisté míry úspor domácností v kontextu dopadů Velké recese ve vyspělých zemích na datech z období 1980–2010. Velká recese
7
přinesla výrazný nárůst nejistoty a s tím změny v opatrnostních úsporách. Jejich závěrem je mimo jiné tvrzení, že reálná úroková míra má na míru úspor domácností statisticky významný pozitivní efekt.
Aizenman et al. (2016) na základě analýzy vztahu úrokových měr a soukromých úspor s využitím rozsáhlého panelu čítajícího 135 zemí vyvodili tvrzení, že reálné a nominální úrokové míry mají pozitivní vliv na soukromé úspory pouze za určitých podmínek. Mezi tyto patří fakt, že nominální úrokové míry musí být ve vyspělých ekonomikách pod určitou hranicí, zatímco v rozvojových ekonomikách musí být naopak dostatečně vysoké.
Opoku (2020) zkoumal vztah mezi nominálními úrokovými mírami a mírami úspor domácností na nevyváženém panelu složeném z 19 zemí OECD od roku 1995 do roku 2018. Snažil se zjistit, zda u dopadu nominálních úrokových měr na míru úspor domácností převažuje pozitivní substituční nebo negativní důchodový efekt. Dospěl k závěru, že důchodový efekt je silnější v krátkém období, zatímco substituční efekt dominuje v období dlouhém.
Výsledky, ke kterým nejen výše zmínění ekonomové dochází, jsou velice různorodé a lze v nich najít oporu pro mnohá protichůdná tvrzení nejen v rámci teorie úspor. Je nutné podotknout, že jmenovaná východiska se takto značně liší mimo jiné podle toho, jak autoři daných analýz specifikují úrokovou míru a úspory (Opoku, 2020).
2.2. Úspory domácností a mezičasová substituce spotřeby
S mezičasovou substitucí spotřeby úzce souvisí proces tzv. vyhlazování spotřeby, který plyne z Fisherova (1930) modelu. Jeho myšlenka spočívá v tom, že spotřebitelé preferují nepříliš volatilní spotřebu a snaží se ji rovnoměrně rozkládat v čase. Ve Fisherově modelu je povaha tohoto rozložení určena tzv. netrpělivostí, respektive do jaké míry jí daný jedinec podléhá. Jedná se o míru preference spotřebitele pro „teď“, tedy pro aktuální spotřebu. Proti ní stojí reálná úroková míra, která představuje pro spotřebitele odměnu za odložení aktuální spotřeby do budoucna, jelikož jsou jí zúročeny úspory. Zároveň představuje i úročení půjček, a může tedy znamenat náklad na případné zvýšení aktuální spotřeby nad aktuální příjmové dispozice spotřebitele, tedy na přesun budoucího důchodu do současnosti.
Spotřeba závisí na důchodech, které spotřebitel očekává za celý svůj život, a nikoli jen na důchodu současném. K diskontování budoucí části těchto celoživotních důchodů využívá jednotlivec právě reálnou úrokovou míru.
Na základech tohoto principu bylo postupně postaveno několik hypotéz. Počínaje 50. léty představil Modigliani (1966) svou „hypotézu životního cyklu“ a Friedman (1957)
8
svou „hypotézu permanentního důchodu“. Modiglianiho hypotéza považuje úspory za prostředek, který spotřebitelům umožňuje mezičasově přesouvat důchody, a to z období, kdy jsou relativně vysoké, do období, kdy jsou relativně nízké či nulové. Friedman ve své hypotéze tvrdí, že spotřebitelé mění spotřebu v závislosti na změnách permanentního důchodu, nikoli na změnách tranzitorního důchodu. Jednorázové či krátkodobé výkyvy v důchodech se tedy ve spotřebě neprojevují. Během nepříznivých období si spotřebitelé raději půjčí, aby jejich spotřeba neklesla, a krátkodobý propad tak překlenou. V případě jednorázových či dočasných pozitivních výkyvů důchodu pak dochází spíše k uspoření daného přebytku a k jeho rozložení do spotřeby všech budoucích období.
Hall (1978) na Friedmanovu hypotézu později navázal s vlastní „hypotézou náhodné procházky“. Hypotézu permanentního důchodu spojil s předpoklad o racionálních očekáváních. Spotřebitelé tvoří podle jeho teorie racionální očekávání o všech svých budoucích důchodech, a tudíž všechny jejich očekávané změny jsou již do spotřeby promítnuty v současnosti. Spotřební výdaje se tak mohou změnit pouze v okamžiku neočekávaných změn důchodu. Tyto změny jsou však zcela náhodné a nelze je předvídat, proto spotřeba následuje tzv. náhodnou procházku.
Tyto hypotézy se příliš nezaobíraly otázkou vlivu úrokových měr na mezičasovou substituci a zpravidla stavěly na předpokladu neměnných hodnot reálných úrokových měr.
Mankiw (1981) od tohoto předpokladu při testování platnosti hypotézy permanentního důchodu upustil. Teorie napovídá, že na rozdíl od jiných proměnných by měla být reálná úroková míra významnou vysvětlující proměnnou pro růst spotřeby v čase. Mankiwova empirická analýza ovšem ukázala chybnost tohoto přesvědčení. Reálná úroková míra ve významnosti propadla, na druhou stranu například zpožděný růst reálného disponibilního důchodu se ukázal jako velmi signifikantní proměnná. Na základě těchto výsledků Mankiw zpochybnil platnost hypotézy permanentního důchodu a narušil pevný podklad pracím, které na ní doposud stavěly.
V reakci na nové poznatky rozvinul R. Hall (1988) svou původní teorii prací, ve které se zabýval odhadem velikosti úrokové mezičasové elasticity substituce, která představuje intenzitu reakce rychlosti změny spotřeby na změny v očekávané reálné úrokové míře.
Spotřeba a úspory opět následují náhodnou procházku, spotřebitelé plánují své výdaje mimo jiné podle očekávané reálné úrokové míry. V případě, že se skutečná reálná úroková míra od té očekávané liší, dochází k nepředvídané revizi původních plánů. Očekávanou úrokovou mírou se zde rozumí nominální úroková míra vhodného finančního instrumentu
9
(po zohlednění zdanění), jako jsou například běžné akcie, státní dluhopisy, či spořící účty, snížená o očekávanou míru inflace.
Při bližším přezkoumání použitých dat Hall ukázal, že míra růstu spotřeby kolísala zpravidla kolem své průměrné 3% hodnoty, k čemuž docházelo nezávisle na výši reálných úrokových měr, které fluktuovaly v řádech procent. Tato skutečnost je vyobrazena v obrázku 1, kde jsou všechna pozorování, vyjma několika extrémních hodnot, umístěna relativně blízko průměrné procentní změně ve spotřebě ve výši 3 %.
Využití technik, které zohledňují v čase nestabilní vztah spotřeby a úspor s důchodem a úrokovými mírami a které řeší problém spočívající v časové agregaci proměnných, umožnilo Hallovi získat lepší odhad mezičasové elasticity substituce. Tento odhad byl velice blízko nule a podle Halla pravděpodobně skutečná elasticita nebyla vyšší než 0,2.
Poznámka: vlastní zpracování; zdroj dat Hall (1988).
Obrázek 1: Pětileté průměry reálné míry výnosů pokladničních poukázek (horizontální osa) a míry změny spotřeby (vertikální osa), 1921–40 a 1946–83 v USA
10
Spotřeba a úspory tedy v tomto případě na změny v reálných úrokových mírách nijak významně nereagují.
Campbell a Mankiw (1990) ověřovali hypotézu, zda má očekávaná změna důchodu vliv na současnou spotřebu, a zda tudíž platí hypotéza permanentního důchodu. Do řešení tohoto problému zahrnuli i zobecněné verze užitého základního modelu permanentního důchodu včetně zohlednění dopadů změn reálné úrokové míry. Stejně jako Flavin (1981) došli k závěru, že podíl spotřebitelů řídících se hypotézou permanentního důchodu činila přibližně 50 %, ostatní spotřebitelé spotřebovávali svůj aktuální důchod a spotřeba se u nich tedy pohybuje společně s ním. Ex-ante reálná úroková míra navíc pravděpodobně neměla vliv na změny ve spotřebě a úsporách.
Havránek et al. (2013) provedli rozsáhlou meta-analýzu výsledků odhadů mezičasové elasticity substituce z více než půl druhé stovky studií a vytvořili o této elasticitě určitý ucelený přehled empirických poznatků. Mezi několik nejzásadnější poznatků jejich práce patří tvrzení, že bohaté domácnosti nebo domácnosti s vysokou účastí na trhu akcií vykazují vyšší mezičasovou elasticitu substituce, oproti tomu větší likviditní omezení domácností tuto elasticitu snižuje. I po ošetření rozdílů způsobených různými specifikacemi modelů a užitými metodami označili Havránek et al. (2013) tyto výše zmíněné faktory, ve spojení s návratností aktiv, kulturou a institucemi, za původce heterogenity v odhadech mezičasové elasticity substituce napříč zeměmi. Tým autorů též poznamenal, že se zde může vyskytovat problém s výběrovým zkreslením, jelikož statisticky nevýznamné výsledky nemusí být vždy publikovány a průměrný odhad elasticity pak může být nadhodnocen. Navíc, jak Hall (1988) do detailu rozebíral, zdánlivě vysoké a statisticky významné odhady mezičasové elasticity substituce byly zpravidla způsobeny chybnými specifikacemi modelu a nerobustními metodami odhadu, zejména pak zahrnutím instrumentálních proměnných s nedostatečným zpožděním, které mohly být korelovány s náhodnou složkou.
11
2.3. Úroková míra a úspory v neoklasickém modelu
Neoklasická funkce úspor vychází z výše zmíněných teorií, zejména však z hypotézy permanentního důchodu, z níž je odvozena dlouhodobá spotřební funkce, kterou lze vyjádřit následující rovnicí (Romer, 2006, str. 347-348):
𝐶 = 𝐶(𝑌𝑑_𝑝𝑒𝑟𝑚𝑎𝑛𝑒𝑛𝑡, 𝑟). (1)
(+) (−)
Funkce (1) ukazuje, že spotřeba je funkcí permanentního disponibilního důchodu 𝑌𝑑_𝑝𝑒𝑟𝑚𝑎𝑛𝑒𝑛𝑡 a reálné úrokové míry 𝑟. Úspory jsou pak vzhledem ke spotřebě vyjádřeny následujícím vztahem (Romer, 2006, str. 347-348):
𝑆 = 𝑌𝑑− 𝐶, (2)
a představují tedy tu část celkového disponibilního důchodu (𝑌𝑑), která nebyla spotřebována. Úspory tudíž závisí na tranzitorním důchodu, a reálné úrokové míře, což lze vyjádřit rovnicí (Romer, 2006, str. 347-348):
𝑆 = 𝑆(𝑌𝑑− 𝑌𝑑_𝑝𝑒𝑟𝑚𝑎𝑛𝑒𝑛𝑡, 𝑟). (3)
(+) (+)
Úspory jsou zde rostoucí funkcí úrokové míry, jelikož tato teorie předpokládá dominanci pozitivního substitučního efektu nad negativním důchodovým efektem.
Z výše zmíněných závěrů empirických analýz a testování je ovšem patrné, že nejen na platnost hypotézy permanentního důchodu, ale i na samotnou existenci vztahu mezi úrokovou mírou a mírou úspor, se nelze spolehnout. Daný model předpokládající dominanci substitučního efektu a zobrazující rostoucí funkci úspor může být tedy zavádějící a s realitou neslučitelný.
12
3. Další faktory významné pro analýzu úspor
3.1. Míra nezaměstnanosti a hospodářský cyklus
Míra úspor stejně jako většina makroekonomických ukazatelů fluktuuje v závislosti na hospodářském cyklu. Recese bývá spojená s vyššími mírami úspor, jak lze vidět v obrázku 2 po roce 2008 během Velké recese. Míra nezaměstnanosti se jeví jako jedno z vhodných měřítek stavu ekonomiky vzhledem k hospodářskému cyklu, jelikož je na recese poměrně citlivá (obrázek 2). Při propadu ekonomiky a stoupající nezaměstnanosti roste nejistota domácností o jejich budoucích důchodech, a zesiluje zejména opatrnostní motiv k tvorbě úspor. Podíl disponibilních důchodů, který není spotřebován, se zvyšuje (Malley & Moutos, 1996; Mody et al., 2012).
Obrázek 2: Průměrná roční čistá míra úspor domácností a průměrná roční míra nezaměstnanosti ve vybraných zemích OECD
Poznámka: vlastní zpracování; zdroj dat OECD a IMF; kompletní neomezený soubor zemí (data v tabulce 1 – země pro modely 3 a 4), období 1995–2020; jedná se o vážené průměry podle počtu obyvatel.
13
Zde se ovšem nabízí i protichůdný pohled na vztah těchto proměnných. Vyšší nezaměstnanost totiž může způsobit, že disponibilní důchody domácností v průměru klesají. Recese tedy může být brána jako tranzitorní pokles důchodu. Domácnosti dotčené touto změnou dle teorie permanentního důchodu snižují své úspory s cílem udržení své spotřeby na stálé úrovni a překlenutí tohoto dočasného propadu důchodu. Nezaměstnanost by tak dle tohoto tvrzení měla mít na úspory negativní vliv. Otázkou tedy je, který z těchto efektů skutečně převažuje.
3.2. Veřejný sektor a fiskální politika
Vládní výdaje skrze velikost vládního dluhu a výsledky státního hospodaření ve spojení s mírou daňového zatížení ovlivňují výdajová rozhodnutí domácností. V extrémním případě dokonalé ricardiánské ekvivalence se předpokládá, že domácnosti vnímají státní rozpočtové deficity, jež vedou k růstu hrubého vládního dluhu a které jsou důsledkem určité kombinace vysokých vládních výdajů, vysokých transferových plateb a relativně nízkého zdanění, jako předzvěst budoucího nutného zvýšení celkové daňové zátěže, s jejíž pomocí se budou dosavadní záporné výsledky hospodaření splácet. Domácnosti by tak v případě růstu státního rozpočtového deficitu začaly tvořit dodatečné úspory, aby se připravily na budoucí zvýšení daní (Seater, 1993). Národní úspory by tedy neměly být fiskální politikou ovlivněny. Záleží ovšem na tom, zda je změna vládní politiky brána jako dočasná či trvalá. Při dočasné změně nemusí být permanentní důchod domácností ovlivněn a domácnosti spotřebním chováním nereagují.
Eisner (1994) ověřil hypotézu, zda růst vládních deficitů snižuje národní úspory.
Zkoumal dopady reálných rozpočtových deficitů na národní úspory na datech v druhé polovině 20. století v USA. Zjistil, že růst deficitu vede dokonce k malému nárůstu národních úspor, tedy že soukromé úspory více než kompenzují poklesy veřejného rozpočtu. Jde o výsledek, jež je v souladu s myšlenkou ricardiánské ekvivalence, a to dokonce více než plné.
Důkazy proti plné ricardiánské ekvivalenci vyvodili i Loayza et al. (2000), podle kterých je fiskální politika středně efektivním nástrojem na zvýšení národních úspor. Jejich odhad ukazoval, že permanentní zvýšení veřejných úspor o 4 % vede ke zvýšení národních úspor o 2,8 % v krátkém období a pouze o 1,2 % dlouhodobě. Pokud by platila ricardiánská ekvivalence, byl by tento odhad zvýšení národních úspor nulový nebo statisticky nerozlišitelný od nuly.
14
Vysoké zdanění může mít na tvorbu soukromých úspor negativní vliv (Boskin, 1978), pokud se týká i úrokových výnosů. Spotřebitelé musí naspořit více, aby si mohli koupit stejné množství budoucích statků jako v případě nižších daní. Zdanění výnosů efektivně snižuje úrokovou míru a s ní i potenciální budoucí spotřební možnosti střadatelů. To vše lze očekávat za předpokladu nenulových nominálních úrokových měr. Tedy v případě, že střadatelé získávají ze svých úspor nenulové úrokové výnosy podléhající danému zdanění.
Zadruhé musí být splněna podmínka, že při tvorbě úspor je reakce střadatelů na velikost úrokové míry významná a pozitivní.
3.3. Bohatství domácností a růst reálného důchodu
Ekonomy je všeobecně přijímaný předpoklad, že celkové soukromé úspory společně se spotřebou závisí na důchodu a bohatství. Tento vztah je vyobrazen ve spotřební funkci (1).
Bohatší spotřebitelé si mohou logicky dovolit vyšší absolutní objem spotřeby a úspor.
Otázkou je, jak je tomu s mírou úspor, tedy s relativním podílem důchodu, který není spotřebován. Je toto procento stabilní, nebo se mění s referenčním bodem domácnosti z hlediska důchodu?
V jedné z prvotních propracovaných teorií spotřební funkce Keynes (1936) tvrdil, že s rostoucím důchodem ekonomické subjekty spotřebovávají v absolutním měřítku stále více, nicméně tento nárůst se postupně zpomaluje, tedy procento spotřebovaného důchodu neboli průměrný sklon ke spotřebě s rostoucím důchodem klesá. Na druhou stranu roste podíl důchodu, který připadá na úspory. Úspory jsou totiž luxusním statkem, jejž si mohou dovolit jen bohatší lidé. Keynesova teorie tak předvídala budoucí stagnaci ekonomiky.
Úspory by totiž dosáhly takového objemu, který by již nebylo možné proinvestovat. Došlo by k převisu nabídky statků nad poptávkou po nich a ekonomika by upadla do recese vlivem nedostatečné úrovně spotřeby.
Na tuto teorii později zareagoval Kuznets (1951), který analýzou dlouhodobých spotřebních dat v USA vyvrátil Keynesovo tvrzení, že podíl spotřeby s růstem důchodů klesá. Na místo toho zjistil, že podíl spotřeby a úspor na důchodu je dlouhodobě poměrně stabilní a úspory i spotřeba tedy rostou proporcionálně s růstem důchodu. Bohatství domácností by tedy nemělo mít statisticky významný vliv na míru úspor.
Fluktuace reálného důchodu může též pomoci s vysvětlením opatrnostního motivu tvorby úspor. Během recesí dochází k náhlým poklesům reálného HDP a jedná se tak o ideální ukazatel tranzitorních změn důchodů domácností.
15
3.4. Dopad pandemie COVID-19
Pandemie nemoci COVID-19 přinesla do globální ekonomiky distorze, které do té doby neměly obdoby vzhledem k jejich rozsahu a typu. Mimořádné dopady je možné sledovat v mnoha ekonomických oblastech, přičemž úspory nejsou výjimkou. Míra úspor domácností s příchodem epidemických opatření začátkem roku 2020 významně vzrostla (obrázek 2). Pozoruhodné je, že na rozdíl od nárůstů míry nezaměstnanosti vlivem
„přirozeného“ hospodářského cyklu je zvýšení míry nezaměstnanosti během této pandemie velice malé relativně k velikosti zvýšení míry úspor. Důvodem je pravděpodobně tzv.
program kurzarbeitu praktikovaný vládami mnoha vyspělých ekonomik po celém světě.
Jedná se o dohodu mezi zaměstnavateli a státem o pomoci s proplácením mezd zaměstnanců, kdy je činnost firem vládním nařízením pozastavena či omezena.
Zaměstnavatelé na oplátku pracovníky nepropustí. Reálné HDP zaznamenalo v roce 2020 výrazný pokles srovnatelný s obdobím Velké recese (obrázek 3). Nicméně nárůst míry úspor je během pandemie nesrovnatelně vyšší než během Velké recese. Samotné proměnné růstu reálného HDP a nezaměstnanosti zde pravděpodobně nebudou dostatečné pro vysvětlení nárůstu opatrnostních úspor.
Opatrnostní motivy však nejsou jedinými původci extrémního zvýšení míry úspor.
Restriktivní opatření totiž domácnostem znemožnila či alespoň ztížila spotřebu některých statků. Spotřeba tak byla v mnohých případech odložena a úspory byly ještě více zvýšeny.
3.5. Inflační očekávání
Lidé se o svých výdajích rozhodují s předstihem, je proto nutné rozlišovat mezi ex-post a ex-ante veličinami. Skutečná budoucí míra inflace není spotřebitelům předem známa, spoléhají se proto na tzv. inflační očekávání. Různé teorie se snaží vysvětlit, jak jsou tato očekávání vytvářena. Nejvlivnějšími jsou teorie adaptivních a racionálních očekávání.
Adaptivní očekávání staví na dosavadních informacích z minulých období, tedy zjednodušeně řečeno lidé očekávají v následujícím období takovou inflaci, kterou pozorovali v období předchozím. Racionální očekávání rozšiřují spektrum využívaných informací na veškeré dostupné informace v čase tvorby daného očekávání, nikoli pouze informace z minulých období (Muth, 1961).
Očekávaná inflace spoluvytváří inflaci skutečnou. Pokud lidé z jakéhokoliv důvodu očekávají v budoucnu vyšší očekávanou míru inflace, zvyšuje se podle Fisherova efektu nominální úroková míra, jak ukazuje rovnice (4). To vede ke snížení poptávky po
16
reálných peněžních zůstatcích a lidé se snaží přebytečné reálné peněžní zůstatky utratit.
Buď nakupují méně likvidní aktiva, v takovém případě jde o Keynesův efekt (Keynes, 1936), nebo zvýší svou spotřebu, v takovém případě se jedná o Pigouův efekt (Pigou, 1943). Tyto dva efekty mají při konstantní nominální peněžní zásobě za následek růst cenové hladiny, což znovu nastoluje rovnováhu na trhu peněž snížením reálné peněžní zásoby. Tak se z očekáváné inflace stává inflace skutečná.
Druhým možným vysvětlením, jak očekávaná inflace ovlivňuje skutečnou inflaci, je Phillipsova křivka. Tato křivka zobrazuje krátkodobý inverzní vztah mezi mírou nezaměstnanosti a skutečnou mírou inflace. Poloha této křivky je dána očekávanou mírou inflace. Pokud lidé očekávají vyšší míru inflace, Phillipsova křivka se posune nahoru o tuto očekávanou změnu. Skutečná míra inflace tak při zachování stejné míry nezaměstnanosti jako v minulém období vzroste jedna ku jedné s růstem očekávané míry inflace.
3.6. Peněžní iluze a spotřební chování
Nestabilita kupní síly peněz je zásadní pro alokační rozhodování spotřebitelů.
Spotřebitelé si často neuvědomují, že reálná hodnota peněz se v čase mění. Toto selhání se nazývá peněžní iluzí (Fisher, 1928). Lidé často vnímají spíše nominální hodnotu peněz, která v čase zůstává konstantní. Klíčové je, co lze za jednotku měny koupit v různých okamžicích. Celková inflace v ekonomice znamená snížení kupní síly peněz. Lidé mají též tendenci vnímat lépe změny v reálné hodnotě zahraničních měn spíše než měny domácí (Fisher, 1928).
Peněžní iluze se neprojevuje jen ve vnímání samotných jednotek měny, ale též ve vnímání úrokových měr, v jejichž případě lidem skrývá rozlišení mezi nominální a reálnou úrokovou mírou. Vztah mezi těmito mírami je popsán tzv. Fisherovým efektem, který je po zjednodušení zobrazen následující rovnicí (Fisher, 1896, str. 9):
𝑖 = 𝑟 + 𝜋𝑒, (4)
z níž vyplývá, že nominální úroková míra se pohybuje jedna ku jedné s očekávánou mírou inflace a reálnou úrokovou mírou. Tento vztah získáme po zanedbání součinu 𝜋𝑒∗ 𝑟.
Otázkou je, zda lidé reagují spíše na změny v nominálních úrokových mírách, nebo ve svém rozhodování zohledňují i inflační očekávání, a jsou tedy schopni rozlišit reálné změny, anebo zda jsou k jakýmkoliv změnám úrokových měr zcela lhostejní.
17
4. Data a empirická analýza
V této části se zabývám popisem mého postupu při empirické analýze s využitím statických lineárních panelových modelů za účelem ověření hlavních hypotéz práce.
Nejprve se zaměřuji na data, se kterými pracuji, a pozoruji jejich vlastnosti na grafických vyobrazeních časového průběhu jejich průměrů a na přehledu popisných statistik. Dále podrobuji vzorek a modely několika testům, abych ověřil splnění nutných předpokladů pro konzistentní, vydatné a nevychýlené odhady, jichž je poté možné použít k ověření hlavních hypotéz. Vycházet budu z předchozích analýz vztahu úrokových měr a míry úspor, využívajících panelových dat a popsaných v odborné světové literatuře, jež jsou jmenovány v sekci 2.1.
4.1. Data
Data použitá v následující analýze jsou převzata především z databází Mezinárodního měnového fondu a OECD, dále pak v menší míře z databází statistických úřadů daných zemí. Jedná se o nevyvážený panel 23 zemí spadajících do OECD, a to v časovém rozmezí mezi roky 1995 a 2020. Vybranými zeměmi jsou Austrálie, Belgie, Česká republika, Dánsko, Finsko, Francie, Irsko, Itálie, Japonsko, Kanada, Lucembursko, Německo, Nizozemsko, Norsko, Nový Zéland, Portugalsko, Rakousko, Slovensko, Spojené státy americké, Španělsko, Švédsko, Švýcarsko a Velká Británie. Nerovnoměrná povaha dat je dána nedostupností údajů o některých veličinách v daných zemích a letech. Následující analýza je rozdělena celkem na čtyři oddíly, přičemž některé využívají jen část kompletní sady dat. První dva modely jsou analyzovány s využitím dat až do roku 2020, přičemž čtyři země (Austrálie, Japonsko, Nový Zéland a Španělsko) s chybějícím údajem o čisté míře úspor domácností jsou ze souboru vyřazeny. Tento krok je nutný z důvodu vysoké nepřesnosti odhadu této proměnné právě v roce 2020. Míry úspor totiž v tomto roce zaznamenaly po celém světě extrémní nárůst, jež je napříč zeměmi odlišný a který při chybějících datech pro podobný šok nelze v predikci zohlednit. Zbylé dva modely využívají data ze všech 23 zemí, nicméně jen do roku 2019. Přesný přehled zemí a časových rozmezí jejich dat je zpracován v tabulce 1.
Proměnné vyskytující se v datovém souboru jsou: čistá míra úspor domácností (𝑠), roční průměr krátkodobých tříměsíčních nominálních úrokových měr (𝑖), očekáváná míra inflace (𝜋𝑒), roční průměr ex-ante krátkodobých tříměsíčních reálných úrokových měr (𝑟), průměrná roční míra nezaměstnanosti (𝑢), poměr celkového hrubého státního dluhu
18
k hrubému domácímu produktu (𝑔𝑔𝑑), index reálných cen nemovitostí (𝑟ℎ𝑝), poměr celkového objemu daňových příjmů k hrubému domácímu produktu (𝑡𝑎𝑥), roční míra růstu reálného hrubého domácího produktu na hlavu (𝑔𝑔𝑑𝑝), roční míra růstu hrubého disponibilního důchodu domácností (𝑔ℎ𝑦𝑑) a dummy proměnná pro přítomnost pandemie nemoci COVID-19 a s ní spojenými omezeními (𝑐𝑣𝑑).
Čistá míra úspor domácností (𝑠) představuje podíl celkových čistých úspor na disponibilním důchodu domácností. Čisté úspory jsou úspory snížené o položku povinného spoření do penzijních fondů.
Data pro očekávanou míru inflace (𝜋𝑒) pochází z databáze OECD pro prognózy inflace.
Jedná se tedy o ex-ante odhady vývoje cenové hladiny, které mají spotřebitelé a domácnosti k dispozici při vytváření inflačních očekávání, a jde tak o proxy proměnnou.
Krátkodobá nominální úroková míra (𝑖) je založena na tříměsíčních sazbách peněžního trhu. Dle databáze OECD je nejčastěji nazývána sazbou peněžního trhu či sazbou
Tabulka 1: Přehled vybraných zemí a časové rozmezí jejich dat podle modelů
Poznámka: vlastní zpracování; specifikace modelů jsou uvedeny v tabulce 6.
19
pokladničních poukázek. Roční průměry ex-ante krátkodobých reálných úrokových měr (𝑟) byly z dat vypočítány následující elementární transformací podle rovnice Fisherova efektu (4):
𝑟 = 𝑖 − 𝜋𝑒. (5)
Míra nezaměstnanosti (𝑢) představuje poměr celkového počtu nezaměstnaných k celkové pracovní síle, která představuje součet celkových počtů zaměstnaných a nezaměstnaných. Index reálných cen nemovitostí (𝑟ℎ𝑝) je v datech přepočítán vzhledem k bazickému roku 2015 a je dán poměrem nominálních cen nemovitostí k deflátoru spotřebitelských výdajů v každé zemi. Tato proměnná v datech zastupuje vývoj bohatství domácností. Poměr celkového objemu daňových příjmů k hrubému domácímu produktu (𝑡𝑎𝑥) je proměnnou představující celkové daňové zatížení spotřebitelů a domácností. Roční míra růstu reálného HDP na hlavu zastupuje roční míru růstu reálného důchodu domácností. Roční míra růstu disponibilního důchodu domácností je také zahrnuta, nicméně pro nedostatek dat není v hlavních modelech použita.
Dummy proměnná (𝑐𝑣𝑑) nabývá v datech hodnoty 0 pro všechna pozorování v letech 1995–2019 a 1 pouze pro pozorování v roce 2020, kdy země po celém světě začaly poprvé zavádět protiepidemická opatření.
Dvě chybějící pozorování u proměnné daňové zátěže, která je v čase poměrně stabilní, byla doplněna elementární lineární predikcí. Jedná se o pozorování pro rok 2020 pro Austrálii a Japonsko. Tento krok byl učiněn v zájmu zachování těchto zemí v analýze kompletních modelů. V případě míry zdanění ovšem mohlo během pandemie dojít k výrazným změnám vlivem odpuštění či snížení mnohých daní, nebo propadu HDP. Část analýzy ignorující rok 2020 by měla zkontrolovat, že možná nepřesnost těchto predikcí neovlivnila výsledky.
Obrázek 3 obsahuje souhrn grafů vývoje průměrných hodnot zkoumaných proměnných ve všech vybraných zemích. U průměru čisté míry úspor domácností si lze povšimnout postupného poklesu, který předcházel globální finanční krizi, jež začala roku 2008 a během níž zaznamenal průměr míry úspor opětovný nárůst do podobné úrovně jako v roce 1995.
Od roku 2009 míry úspor v průměru klesaly. Tento pokles se zastavil a v kontrastu k němu došlo v roce 2020 k extrémnímu nárůstu téměř na dvojnásobek vrcholu v roce 2009.
Úrokové míry z dlouhodobého hlediska podléhaly klesajícímu trendu, s výraznější výjimkou pouze v období před Velkou recesí, během něhož postupně stouply, aby vzápětí
20
právě s příchodem krize drasticky klesly. Výsledkem tohoto zpravidla klesajícího vývoje je fenomén poslední doby, kdy se v mnoha vyspělejších ekonomikách po celém světě pohybují úrokové míry blízko nuly, přičemž v mnoha případech klesají nejen reálné, ale dokonce i nominální úrokové míry do záporu. Právě k poklesu krátkodobých nominálních úrokových měr do záporu docházelo ve většině zkoumaných zemí již od roku 2015 a v případě reálných úrokových měr ještě dříve, přibližně od roku 2010.
Inflační očekávání se v průměru pohybovala ve fluktuačním pásmu přibližně ±2 % kolem své celkové průměrné hodnoty 1,6 % (tabulka 2), s výraznějšími výkyvy opět během Velké recese.
Míra nezaměstnanosti vykazovala zpočátku klesající tendenci, její dopad byl ovšem téměř smazán Velkou recesí, která měla na nezaměstnanost mnohem dlouhodobější dopad než na výše zmíněné proměnné. Od svého vrcholu v roce 2013 opět v průměru míry nezaměstnanosti klesaly, až do příchodu pandemie COVID-19. Nicméně v porovnání s dopady pandemie na ostatní aspekty ekonomiky a proměnné je dopad na nezaměstnanost poměrně mírný. Jako možné vysvětlení se jeví sociální programy podpory většiny vyspělejších států, jež měly za úkol udržovat relativně vysokou zaměstnanost.
Index reálných cen nemovitostí je proměnnou, která vykazuje ze všech nejjasnější trend. Rostla v průměru téměř nepřetržitě s výjimkou období kolem Velké recese, kdy se růst dočasně pozastavil.
Velikost státního dluhu a v tomto případě jeho poměr k hrubému domácímu produktu byl v období před Velkou recesí v průměru relativně stabilní, dokonce v porovnání s rokem 1995 poklesl. Přibližně od roku 2008 však zaznamenal výrazný nárůst, který se po mírném snížení opakoval v ještě intenzivnějším měřítku s příchodem pandemie COVID-19, která zvýšila intenzitu státních sociálně podpůrných programů. Tento nárůst je podpořen samotnou povahou této proměnné, jelikož bylo zvýšení hrubého státního zadlužení doprovázeno poklesem hrubého domácího produktu.
Poměr celkového daňového zatížení k hrubému domácímu produktu je dlouhodobě stabilní veličinou, jež v průměru kolísá blízko svého celkového váženého průměru ve výši 32 %.
Roční míra růstu reálného hrubého domácího produktu na hlavu je poměrně stabilní a pohybuje se převážně kolem 1 až 2 %. Výjimkou jsou období Velké recese kolem roku 2009 a pandemie nemoci COVID-19 v roce 2020, kdy reálné HDP na hlavu zaznamenalo výrazný pokles.
21
Roční míra růstu disponibilního důchodu domácností má poměrně krátkou časovou řadu. Zásadním poznatkem je zejména protichůdný pohyb oproti tempu růst reálného HDP v posledním roce pozorování. Zatímco reálné HDP výrazně pokleslo, disponibilní důchod zrychlil svůj růst.
22
Poznámka: vlastní zpracování; zdroj dat IMF, OECD, WB a FRED; kompletní neomezený vzorek zemí (data v tabulce 1 – země pro modely 3 a 4), období 1995–2020; jedná se o vážené průměry podle počtu obyvatel; rhp: 2015 = 100; s – čistá míra úspor domácností;
𝜋𝑒 – očekávaná míra inflace; i – roční průměr krátkodobých tříměsíčních nominálních úrokových měr; r - roční průměr ex-ante krátkodobých tříměsíčních reálných úrokových měr; u – průměrná roční míra nezaměstnanosti; rhp – index reálných cen nemovitostí;
ggd – poměr celkového hrubého státního dluhu k HDP; tax – poměr celkového objemu daňových příjmů k HDP; ggdp – roční míra růstu reálného HDP na hlavu; ghyd – roční míra růstu disponibilního důchodu domácností.
Obrázek 3: Vývoj průměrů proměnných
e
23
Tabulka 2 shrnuje základní popisné statistiky proměnných podle modelů, včetně diferencovaných proměnných, které byly v modelech užity. Detailní specifikace modelů jsou zpracovány níže v tabulce 6, užité země a časová rozmezí jejich dat podle modelů jsou pak výše v tabulce 1.
Předpoklad normality nutný pro testování významnosti a pro správné výpočty p-hodnot je v datech splněn z povahy velikosti vzorku, jelikož je možné přistoupit k aplikaci centrální limitní věty. Proměnné tedy dosahují tzv. asymptotické normality (Wooldridge, 2013).
Poznámka: vlastní zpracování; specifikace modelů jsou uvedeny v tabulce 6, rozmezí dat a zahrnuté země jsou uvedeny v tabulce 1; definice a pojmenování proměnných lze nalézt v sekci 4.1; nevážené průměry; N – celkový počet pozorování; Mean – průměrná hodnota;
St. Dev. – standardní odchylka; Min – minimum; Pctl(25) – dolní kvartil; Median – medián;
Pctl(75) – horní kvartil; Max – maximum.
Tabulka 2: Popisné statistiky dat
24
4.1.1. Test průřezové závislosti v panelových datech
Všechny analyzované modely jsem podrobil Pesaranovu CD testu na přítomnost tzv.
průřezové závislosti (Pesaran, 2004). Tato skutečnost je relevantní zejména pro následující testy jednotkových kořenů, jejichž výsledky mohou být tímto jevem ovlivněny. Tabulka 3 obsahuje výsledky tohoto testu. Modely jsou specifikovány níže v tabulce 6. Na 5% hladině významnosti nezamítáme nulovou hypotézu o nepřítomnosti průřezové závislosti v datech v žádném z případů. Přítomnost tohoto jevu tudíž nelze předpokládat v žádném z hlavních modelů.
4.1.2. Testy jednotkových kořenů v panelových datech
Data testuji na přítomnost nestacionarity s využitím dvou různých testů. Nejprve aplikuji test jednotkových kořenů panelových dat první generace podle Ima et al. (2003), a to dvěma způsoby. Nejprve využívám pouze individuální konstanty a poté i lineární trendy. Následně výsledky ověřuji pomocí testu jednotkových kořenů panelových dat druhé generace od Pesarana (2007), který je robustní vůči průřezové závislosti.
Tabulka 4 obsahuje shrnutí výsledků prvního ze dvou testů stacionarity, z něhož vyplývá, že ve všech modelech jsou očekávaná míra inflace (𝜋𝑒), reálná úroková míra (𝑟), míra nezaměstnanosti (𝑢), roční míra růstu reálného HDP na hlavu (𝑔𝑔𝑑𝑝) a roční míra růstu disponibilního důchodu domácností (𝑔ℎ𝑦𝑑) stacionární na 5% i 1% hladině významnosti. Na rozdíl od toho míra úspor domácností (𝑠), poměr hrubého vládního dluhu k hrubému domácímu produktu (𝑔𝑔𝑑), index reálných cen nemovitostí (𝑟ℎ𝑝) a poměr daňového zatížení (𝑡𝑎𝑥) k hrubému domácímu produktu jsou stacionární na 5% i 1%
hladině významnosti v prvních diferencích. Nominální úroková míra (𝑖) a je dle prvního testu stacionární v úrovních pouze na 10% hladině významnosti a pro její stacionaritu i na nižších hladinách je nutná první diference.
Poznámka: vlastní zpracování; specifikace modelů jsou uvedeny v tabulce 6; CD – testová statistika průřezové závislosti (Pesaran, 2004).
Tabulka 3: Výsledky Pesaranova CD testu (2004) průřezové závislosti v panelových datech
25
Tabulka 5 zobrazuje výsledky Pesaranova testu jednotkového kořene pro panelová data druhé generace, který je robustní vůči průřezové závislosti v datech, jejíž přítomnost byla v datech Pesaranovým CD testem prokázána (tabulka 3). Tento test je proveden jako další kontrola výsledků testu předchozího. Ve většině případů se potvrzují závěry testu první generace, s výjimkou proměnných, jejichž testové statistiky se pohybovaly poblíž hraničních hodnot. Nominální úroková míra je nyní stacionární v úrovních i na 5% a 1%
Tabulka 4: Výsledky testu jednotkového kořene první generace pro panelové modely podle Ima et al. (2003)
Poznámka: vlastní zpracování; hodnoty testové statistiky podle Ima et al. (2003); specifikace modelů jsou uvedeny v tabulce 6; definice a pojmenování proměnných lze nalézt v sekci 4.1;
*p<0,1, **p<0,05, ***p<0,01.
26
hladině významnosti. Vzhledem k jednoznačnému zamítnutí nestacionarity této proměnné v úrovních ve dvou ze tří testů, v kombinaci s těsností nezamítnutí na 5% hladině významnosti v testu zbývajícím (příslušná p-hodnota činí přibližně 0,06), bude nominální úroková míra modelována jako stacionární v úrovních. Nicméně budou provedeny adekvátní kroky pro kontrolu robustnosti výsledků vůči tomuto rozhodnutí.
Čistá míra úspor domácností je podle obou testů stacionární v prvních diferencích.
V případě závislé proměnné tento fakt bohužel lehce znejasňuje a komplikuje interpretaci odhadnutých koeficientů.
Tabulka 5: Výsledky testu jednotkového kořene pro panelová data druhé generace podle Pesarana (2007)
Poznámka: vlastní zpracování; hodnoty testové statistiky podle Pesarana (2007);
specifikace modelů jsou uvedeny v tabulce 6; definice a pojmenování proměnných lze nalézt v sekci 4.1; *p<0,1, **p<0,05, ***p<0,01.
27
4.2. Hlavní hypotézy
V této práci ověřuji dvě hlavní hypotézy, které spolu souvisí. Obě jsou založeny na otázce, zda míra úspor závisí na úrokové míře. První z nich se vztahuje k nominální úrokové míře a druhá k úrokové míře reálné. Hlavní hypotézy tudíž mají následující znění:
Míra úspor domácností je citlivá na nominální úrokovou míru. (H.1) Míra úspor domácností je citlivá na reálnou úrokovou míru. (H.2)
K ověření těchto hypotéz využívám dvou skupin specifikací modelů, jež jsou shrnuty v následující části. Účelem tohoto kroku je ověření závěrů a získání robustnějších výsledků.
Konkrétně má tento krok zkontrolovat, zda nejsou výsledky ovlivněny posledním rokem pozorování 2020, který obsahuje extrémní hodnoty.
Případné zamítnutí těchto hypotéz je navázáno na výsledky odhadů modelů. Pokud bude proměnná nominální úrokové míry, respektive reálné úrokové míry dle ekonometrické analýzy statisticky nevýznamná, můžeme přistoupit k zamítnutí první, respektive druhé hlavní hypotézy.
4.3. Specifikace hlavních modelů
Analyzovány jsou celkem čtyři hlavní modely s drobnými rozdíly ve specifikacích, které jsou vyobrazeny v tabulce 6. Činím tak proto, abych se pokusil ověřit hlavní hypotézy práce a odpověděl na otázku, zda lidé reagují při rozhodování o alokaci výdajů na úspory na nominální či na reálnou úrokovou míru. Modely 2 a 4 tedy namísto krátkodobé nominální úrokové míry a očekávané míry inflace pracují s rozdílem těchto proměnných dle rovnice (5), jímž je právě ex-ante krátkodobá reálná úroková míra. Modely 3 a 4 pak v kontrastu s modely 1 a 2 vyřazují z analýzy faktor dopadu pandemie nemoci COVID-19, která přinesla do světové ekonomiky silné distorze a úspory a spotřební výdaje tak velmi výrazně ovlivnila.
