1 Ceský vnitroodvetvový mezinárodní obchod a jeho - cerge-ei

1 Ceský vnitroodvetvový mezinárodní obchod a jeho - cerge-ei

Ceský vnitroodvetvový mezinárodní obchod
a jeho vazby na trh práce
The Czech Intra-Industry Trade
and its Labor Market Determinants
Karel Janda
Daniel Münich∗
Abstract:
This paper investigates the nature of the Czech Intra-Industry Trade
(IIT) and its labor market determinants. In the analysis of IIT its
decomposition into vertical and horizontal components is used. The Czech
Grubel-Lloyd Index of 75% at the SITC 2 digit level is still somehow lower
than the values for comparable EU countries, but this difference is not high.
This indicates relatively high level of Czech integration into the European and
world economies. Also the structure of the Czech IIT with respect to its
horizontal and vertical elements is comparable with the structure of IIT in EU
countries. Indicators based on sectoral product, wage costs and education of
labor force suggest presence of vertical component of IIT such that the Czech
Republic exports lower quality products with large share of labor in
production. The results of cross-industry econometric analysis of labor market
determinants of IIT show that labor market characteristics are statistically
significant predictors for IIT after controlling for structure of IIT, character of
industry and time changes.
Keywords: Czech Republic, Intra-Industry Trade, Labor
JEL Classification: F14, J21, J31, P27
∗
Karel Janda: Department of Economics, University of Iowa, Iowa City, USA, e-mail:
[email protected], phone +001 - 319-3352649
Daniel Munich: CERGE-EI, Politickych veznu 7, Praha,
[email protected], phone +42 - 02 - 24005175
1
Czech
Republic,
e-mail:
1. Úvod
Z hlediska ekonomické politiky je vztah mezi mezinárodním
obchodem a
trhem práce jednou z nejduležitejších oblastí ekonomiky
mezinárodního
obchodu. Tento vztah muže být chápán jak z hlediska
podmínenosti
mezinárodního obchodu rozdílnými charakteristikami
odvetvích tak z hlediska prizpusobování se
obchodním tokum. Podmíneností trhu práce
trhu práce v ruzných
trhu práce mezinárodním
mezinárodním obchodem se
zabývají Brulhart (2000) a Lovely a Nelson (1999, 2000) zatímco tento clánek
se venuje otázce, jak rozdílné charakteristiky trhu práce v ruzných odvetvích
ovlivnují mezinárodní obchod s výrobky techto odvetví.
Teorie mezinárodní obchodu tradicne vycházela z predpokladu, že
každá
zeme vyváží zboží, jehož výroba nejlépe odpovídá jejímu vybavení výrobními
faktory a technologiemi a jejímu klimatu,
zatímco dováží zboží nejméne
odpovídající jejím výrobním charakteristikám. Takovýto obchod je oznacován
jako meziodvetvový
obchod,nebot jednotlivé zeme vyvážejí a dovážejí
výrobky ruzných odvetví. Každá empirická analýza mezinárodního obchodu
ovšem
ukazuje, že mezinárodní obchod zahrnuje také vnitroodvetvový
obchod (intra-industry trade, IIT), pri kterém ruzné zeme
obchodují s
ruznými výrobky patrícími do stejného odvetví.
Podíl IIT na celkovém mezinárodním obchodu muže být velice rozdílný pro
ruzná odvetví a také muže záviset na úrovní agregace vyjádrené v definici
odvetví. V tomto clánku se zabýváme zmenami v IIT v závislosti na úrovni
agregace výrobku v odvetví a vlivem charakteristik trhu práce na úroven IIT
v ruzných odvetvích.
2. Merení vnitroodvetvového obchodu
V odborné literature bylo vytvoreno nekolik alternativních
odhadujících úroven IIT. Nejpoužívanejším z nich je
ukazatelu
ukazatel Grubela a
Lloyda (1975), kterí definovali IIT jako hodnotu vývozu odvetví i, Xi, které
presne odpovídá hodnota dovozu Mi v tomtéž odvetví:
2
(Xi + Mi) - |Xi – Mi|,
kde |Xi – Mi| je meziodvetvový obchod.
Grubel-Lloyduv index GLIi vnitroodvetvového obchodu pro odvetví i je pak
definován jako procentuální podíl IIT na celkovém mezinárodním obchodu v
odvetví i:
GLI i =
(X i + M i ) - | X i - M i |
x100.
(X i + M i )
Pokud je hodnota ukazatel IIT pocítána s použitím údaju za pododvetví na
dané úrovni agregace, Grubel-Lloyduv celkový index
IIT je váženým
prumerem hodnot GLIi s vahami urcenými podílem
obchodu daného
subodvetví na celkovém obchodu:
n
n
i =1
i =1
GLI = ∑ GLI i ( X i + M i ) / ∑ ( X i + M i ) ,
což muže být zjednodušeno jako
n
GLI =
n
|Xi − Mi|
∑i =1 ( X i + M i )− ∑
i =1
n
∑=1 ( X i + M i )
x100 .
i
3. Horizontální a vertikální vnitroodvetvový obchod
Odborná literatura zabývající se IIT venuje znacnou pozornost horizontálnímu
a vertikálnímu rozlišení výrobku. Horizontální rozlišení výrobku se objevuje,
pokud dochází k IIT
s výrobky podobné kvality, ale s rozdílnými
charakteristikami nebo
vlastnostmi. Teoretický základ pro tuto klasifikaci
mezinárodního obchodu byl položen v cláncích Lancaster (1980), Krugman
(1981), Helpman (1981, 1987) a Bergstrand (1990). V techto pracech jsou
použity dva rozdílné prístupy k modelování horizontálního rozlišení výrobku:
Lancasteriánský jako v Lancaster (1980) a Chamberliniánský jako v Krugman
(1981). Lancasteriánský prístup
specifickou oblíbenou
konzumuje
jednu
predpokládá, že spotrebitel hledá svoji
kombinaci charakteristik a vlastností zboží s tím, že
uprednostnovanou
3
variantu
daného
zboží.
Chamberliniánský prístup naproti tomu predpokládá, že se spotrebitel snaží
konzumovat co nejvíce ruzných variant daného zboží.
Pri vertikálním IIT dochází k soucasnému vývozu a dovozu podobných zboží s
ruznou kvalitou. Teoretická základna pro tento typ IIT byla vytvorena v práci
Falvey (1981), kde je ukázáno, že k vertikálnímu IIT muže dojít v situacích,
kdy velký pocet podniku
vyrábí ruzné varianty jednoho zboží s rozdílnou
kvalitou, ale kde nejsou prítomny výnosy zvyšující se s rozsahem produkce.
Modely zahrnující IIT docházejí k podobným výsledkum jako tradicní modely
založené na vybavení výrobními faktory. Tyto modely vysvetlují, proc zeme
relativne dobre vybavené kapitálem vyváží vysoce kvalitní zboží a zeme
relativne dobre vybavené prací vyváží zboží s nízkou
kvalitou. Shaked a
Sutton (1984) ukázali, že k vertikálnímu IIT muže také dojít v tržních
strukturách s malým poctem firem a s
výnosy zvyšujícími se s rozsahem
produkce.
Aby mohl být ocenen relativní význam vertikálního a horizontálního IIT, musí
být nalezeny odpovídající ukazatele
kvalitativních rozdílu v obchodovaném
zboží. Pri kvalitativní analýze mezinárodního obchodu se nejcasteji používají
indexy
jednotkové ceny. Tyto indexy merí prumernou cenu souboru zboží
patrících do jedné príbuzné skupiny zboží. Používání jednotkových cen jako
ukazatelu kvality je založeno na predpokladu, že v
podmínkách plných
informací bude dražší varianta zboží kvalitnejší než levnejší varianta. Funkce
ceny jako indikátoru kvality pak do
urcité míry pretrvává i v podmínkách
nedokonalých informací. Krátkodobe je samozrejme možné, že spotrebitelé
kupují dražší výrobek jen ze setrvacnosti, z neznalosti nebo že je pro ne
nákladné prejít k novému levnejšímu dodavateli stejne kvalitního
kvalitnejšího výrobku. Cena je proto jen nedokonalým
nicméne je to stále nejdosažitelnejší zdroj
hodnocení výrobku. Studie kvality
tradicne vycházejí z pozice, že
nebo
indikátorem kvality,
informací o spotrebitelském
zboží v mezinárodním obchode proto
prinejmenším na dezagregované úrovni
relativní ceny odrážejí relativní kvalitu.
4
Abychom prakticky oddelili vertikální a horizontální IIT,
spocítali jsme
jednotkové ceny pro výrobky na nízké úrovni agregace (napr. na úrovni trí
míst SITC). Horizontální IIT je potom podle Greenaway, Hine a Milner (1995)
definován jako soucasný
vývoz a dovoz výrobku, pro který je jednotková
cena vývozu relativne blízko jednotkové cene dovozu. Ackoliv je míra této
blízkosti zcela arbitrátní, literatura zabývající se horizontálním a vertikálním
IIT, Greeneway, Hine a Milner (1994, 1995), Aturupane, Djankov a Hoekman
(1999), Blanes and Martin (2000), navrhuje použití rozmezí (85 % -115 %).
Pokud je pomer jednotkových cen vývozu a dovozu vne tohoto rozmezí, je
IIT oznacen jako vertikální. Vzhledem k tomu, že vertikální IIT predstavuje
specializaci na varianty rozdílných kvalit vyžadující rozdílné intenzity použití
jednotlivých výrobních faktoru a technických znalostí a dovedností, je možné
následujícím zpusobem
definovat i vysoký a nízký vertikální IIT. Pokud je
relativní index jednotkové ceny výrobku pod hranicí 85 % (nad hranicí 115
%), mužeme ho oznacit jako nízko (vysoko) kvalitní ceský vývoz. GLI pro
horizontální a vertikální IIT pocítáme stejne jako ve vzorci pro celkový IIT s
tím, že použijeme hodnotu dovozu a vývozu
(vertikálnímu) IIT v citateli a ve
odpovídající horizontálnímu
jmenovateli použijeme celkový objem
obchodu.
4. Trh práce a vnitroodvetvový obchod
A priori mužeme ocekávat, že podíl IIT na celkovém obchodu bude vzhledem
k jejich specifickým charakteristikám rozdílný pro ruzná odvetví. V této
analýze se zameríme na charakteristiku jednotlivých odvetví z hlediska trhu
práce. Jmenovite se budeme
zabývat celkovou zamestnaností v daném
odvetví, odvetvovou mírou nezamestnanosti a mzdovou úrovní. S použitím
prurezové regrese odhadneme vliv techto faktoru na IIT.
Faktory urcující rozsah IIT jsou casto odhadovány lineární nebo logaritmicko
lineární funkcí za použití metody nejmenších ctvercu. Grubel-Lloyduv index
IIT ale nabývá hodnoty od nuly do jedné, takže výsledkem odhadu lineární
nebo logaritmicko lineární funkce by mohly být hodnoty IIT vne teoreticky
5
prípustného intervalu od nuly do jedné. Proto, abychom se vyhnuli tomuto
problému, používáme metodu nelineárních nejmenších ctvercu, kterou
odhadujeme logistickou funkci, jejíž hodnoty jsou vždy mezi nulou a jednou.
Naše regresní rovnice má proto tvar:
GLI = 1+ exp(1− β' X ) + ε,
kde β je vektor regresních koeficientu, X je vektor vysvetlujících promenných
a ε je náhodná velicina s Gaussovým normálním rozdelením se strední
hodnotou 0 a rozptylem
heteroskedasticite
σ 2 . Proto, abychom se
vyhnuli možné
v náhodné velicine ε , odhadujeme regresi s použitím
standardních chyb konzistentních vzhledem k heteroskedasticite.
5. Empirické výsledky
Naše empirické výsledky vycházejí z údaju o ceských dovozech a vývozech
publikovaných ceským Generálním reditelstvím cel. Charakteristiky trhu práce
a tržní produkce v jednotlivých odvetvích pocházejí z
materiálu
Ceského
statistického úradu.
Prvním analyzovaným problémem byla závislost ukazatele IIT na
úrovni
agregace údaju o zahranicním obchodu. Abychom zodpovedeli tuto otázku,
spocítali jsme Grubel-Lloyduv index (GLI) pro ceský zahranicní obchod za rok
2000. Naše data zahrnují veškeré ceské dovozy a vývozy s výjimkou deváté
trídy SITC (Komodity a predmety obchodu jinde nezatrídené).
Tabulka 1: Ceský vnitroodvetvový obchod podle úrovní agregace
SITC
GLI
Celkem
Horizontální
1
91.21
27.32
2
75.21
21.74
3
65.20
19.96
4
57.79
19.24
Vertikální
62.64
49.95
43.45
38.55
V rádce Celkem v tabulce 1 je uveden Grubel-Lloyduv index IIT
podle
jednotlivých úrovní agregace od jednoho až do ctyr míst klasifikace SITC. Z
této rádky je zrejmé, že podíl IIT na celkovém obratu zahranicního obchodu
6
klesá s rostoucí dezagregací údaju, ale tento pokles má snižující se míru. Z
tohoto je zrejmé, že námitka vuci teoretickému konceptu IIT, že IIT je jen
umele vytvoren statistickou agregací, je do urcité míry pravdivá na nejvyšší
úrovni agregace, ale neplatí už na nízkých úrovních agregace.
Hypotéza, že IIT existuje nezávisle na statistické agregaci, je dále potvrzena
pohledem na strukturu IIT vzhledem k horizontální a vertikální IIT uvedené v
Tabulce 1 v rádcích Horizontální a
Vertikální. Pocínaje s dezagregací na
dvojmístné úrovni SITC, je podíl horizontálního IIT na celkovém IIT znacne
stabilní poblíž úrovne 20%. Zmeny v celkovém IIT jsou zpusobeny prevážné
postupným poklesem vertikálního IIT. Rozlišení na horizontální a vertikální
IIT je založeno na jednotkových cenách zjištených na ctyrmístné úrovni SITC.
Ceský IIT na dvoumístné úrovni SITC muže být porovnán s údaji, které pro 5
zemí EU získali Fidrmuc, Grozea-Helmenstein a
porovnání s jejich výsledky je ceský IIT ve
Worgoetter (1999). V
výši 75% za rok 2000 témer
stejný jako v Rakousku v roce 1989 (74%). Obdobne je ceský IIT za rok
2000 vyšší než v roce 1989 v Itálii (63%), Nemecku (69%) a Švédsku (71%)
a nižší než v
otevrené
Nizozemí (79%), které je velice zrejmým príkladem malé
ekonomiky výrazne zapojené do mezinárodního obchodu. Pokud
srovnáme údaje za tyto zeme v roce 1996 s ceskými údaji za rok 2000, je
ceský IIT stále vyšší než v Itálii (65%), Švédsku (70%) a Nemecku (74%). Je
však nižší než v Rakousku (80%) a v Nizozemí (83%).
Další vhodné porovnání je mezi ceským IIT a IIT v jiných
evropských
prechodových ekonomikách. Takové srovnání poskytují Aturupane, Djankov a
Hoekman (1999) pro IIT v obchodu osmi evropských prechodových zemí s
EU v letech 1990-1995. Jejich práce se zabývá pouze obchodem mezi temito
zememi a EU na rozdíl od
obchod. S ohledem na
našeho zamerení na veškerý ceský zahranicní
relativne vysokou úroven ceského IIT zmínenou v
predchozím odstavci, bude jejich záver, že Ceská republika mela soustavne
nejvyšší IIT ze všech uvažovaných prechodových zemí, zrejme platit i pro IIT
v celkovém obchode.
7
Detailnejší prehled ceského IIT je uveden v tabulkách 2 a 3, které vycházejí
ze stejných prvotních údaju jako tabulka 1.
Tabulka 2: Ceský zahranicní obchod a vnitroodvetvový obchod
podle prvního místa SITC
SITC1
Odvetví
0
Potraviny a živá zvírata
1
Nápoje a tabák
2
Surové minerály mimo paliv
3
Paliva
4
Živocišné a rostlinné tuky
5
Chemikálie
6
Prumyslové tržní výrobky
7
Stroje a prepravní zarízení
8
Ruzné prumyslové výrobky
Celkem
Obrat
Obchodní
obchodu
bilance
[mil.Kc]
[mil.Kc]
83251
-17246
15803
994
78880
87
154215
-85726
3894
-1386
218703
-59746
543123
27082
999391
-3591
268939
12152
2366201
-127380
GLI
GLI
celkem
vertikální
[%]
[%]
79.28
11.10
93.71
2.80
99.89
33.76
44.41
15.34
64.41
40.31
72.68
18.97
95.01
25.81
99.64
35.01
95.48
19.87
N.A.
N.A.
Tabulka 2 ukazuje, že ceský obchodní deficit je soustreden
prevážne ve
skupine výrobku - paliva, chemikálie, potraviny a zvírata - s nízkým IIT a s
nižším podílem vertikálního IIT.
Zjištená nízká úroven ceského IIT v ne-
strojírenských odvetvích ve srovnání se strojírenstvím je v souladu se studiemi
IIT v rozvinutých zemích - Bano (1991), Blanes and Martin (2000). Obdobne
byl nižší podíl vertikálního IIT v ne-strojírenských odvetvích zjišten ve Velké
Británii v Greenaway, Hine a Milner (1995).
8
Tabulka 3: Ceský zahranicní obchod a vnitroodvetvový obchod
podle dvou míst SITC
SITC2
00
01
02
03
04
05
06
07
08
09
11
12
21
22
23
24
25
26
27
28
29
32
33
34
35
41
42
43
51
52
53
54
55
56
57
58
59
61
62
63
64
65
66
67
68
69
Odvetví
Živá zvírata
Maso a masné výrobky
Mlécné výrobky a vejce
Ryby, korýši a mekkýši
Obiloviny a obilné výrobky
Zelenina a ovoce
Cukr, výrobky z cukru a med
Káva, caj, kakao, korení
Krmiva pro zvírata
Ruzné jedlé výrobky a prípravky
Nápoje
Tabák a tabákové výrobky
Usne, kuže a kožešiny, surové
Olejnatá semena a olejnaté plody
Surový kaucuk
Korek a drevo
Vláknina a sberový papír
Textilní vlákna a jejich odpad
Surová hnojiva a surové nerosty
Rudy kovu a kovový odpad
Živocišné a rostlinné suroviny
Uhlí, koks a brikety
Ropa a ropné výrobky
Plyn zemní a prumyslový
Elektrický proud
Živocišné oleje a tuky
Rostlinné tuky a oleje
Tuky a oleje zušlechtené, vosky
Organické chemikálie
Anorganické chemikálie
Barviva, trísloviny a pigmenty
Léciva a farmaceutické výrobky
Vonné látky a leštící prípravky
Hnojiva umelá
Plasty v prvotní forme
Plasty v neprvotních formách
Chemické prostredky a výrobky
Kuže a kožené výrobky
Výrobky z pryže
Drevené výrobky (mimo nábytek)
Papír, lepenka a výrobky z nich
Textilní príze, tkaniny a výrobky
Výrobky z nekovových nerostu
Železo a ocel
Neželezné kovy
Kovové výrobky
Obrat
Obchodní GLI
GLI
obchodu bilance
celkem vertikální
[mil.Kc]
[mil.Kc]
[%]
[%]
1655
698
57.81
57.81
4363
-1247
71.43
34.40
9723
3948
59.39
42.78
3577
-1581
55.80
51.93
12602
3715
70.52
67.57
18722
-11023
41.12
33.72
4637
-228
95.09
90.47
10884
-4052
62.77
57.34
8081
-4518
44.09
44.09
9008
-2959
67.15
55.48
8590
1672
80.54
62.97
7213
-677
90.61
90.61
1706
741
56.56
50.67
4793
2925
38.97
19.21
5889
-2351
60.07
60.07
17326
8824
49.07
21.91
10108
3210
68.25
19.12
12780
-6740
47.26
43.07
5792
-356
93.86
76.23
15551
-3615
76.75
12.98
4936
-2550
48.34
34.20
16681
10846
34.98
15.54
87796
-61401
30.06
8.94
40801
-40349
1.11
0.78
8937
5177
42.07
42.07
314
-237
24.36
24.36
2611
-1077
58.75
1.36
970
-72
92.59
16.06
31700
7901
75.08
60.75
15358
-4015
73.86
71.18
18530
-6009
67.57
67.50
37008
-21317
42.40
42.40
22604
-3330
85.27
83.93
4736
-294
93.80
93.80
34994
-10238
70.74
22.85
34258
-11782
65.61
52.07
19515
-10662
45.36
37.29
7289
-4668
35.95
29.68
40160
7221
82.02
64.83
19836
5687
71.33
56.35
46385
-7327
84.20
41.55
93588
559
99.40
83.34
69606
28387
59.22
46.50
100256
-5417
94.60
60.92
44607
-20280
54.54
19.26
121395
22922
81.12
61.24
9
71 Zarízení k výrobe energie
72 Specializovaná strojní zarízení
73 Kovozpracující stroje
74 Všeobecné prumyslové stroje
75 Kancelárské stroje a pocítace
76 Telekomunikacní zarízení
77 Elektrická zarízení a prístroje
78 Silnicní vozidla
79 Ostatní dopravní prostredky
81 Prefabrikované budovy
82 Nábytek a jeho díly
83 Kabelky a podobné výrobky
84 Odevní výrobky a doplnky
85 Obuv
87 Odborné a vedecké prístroje
88 Hodiny a jiné presné prístroje
89 Ruzné výrobky
Celkem
70208
81543
32926
128583
63930
70573
258973
268244
24411
20738
43017
3162
40965
13173
31331
11404
105150
2366201
-4117
-4441
618
-8421
-24601
-27736
-15092
82338
-2139
7010
17173
-276
8049
-16
-11282
-3246
-5261
-127380
94.14
94.55
98.12
93.45
61.52
60.70
94.17
69.30
91.24
66.20
60.08
91.28
80.35
99.88
63.99
71.54
95.00
N.A.
Abychom byli schopni analyzovat vazby trhu práce a IIT, museli
70.61
60.82
67.61
59.65
48.82
49.34
43.67
35.68
89.22
34.36
54.04
91.28
79.28
51.79
61.73
51.47
64.49
N.A.
jsme
reorganizovat údaje o ceském obchodu podle klasifikace OKEC, podle které
jsou zjišt ovány údaje o trhu práce podle odvetví. Trídy OKEC použité v naší
prurezové analýze jsou uvedeny v tabulce
4, která soucasne poskytuje
prehled o zamestnanosti a mzdách v jednotlivých odvetvích. Našich 27 tríd
OKEC se podílí 36.5 procenty na celkové zamestnanosti a podíl pracovní síly
bez úplného stredního vzdelaní tam predstavuje 65 procent, zatímco ve
zbylých sektorech hospodárství, prevážne tržních a netržních službách,
predstavuje 44 procent.
Tabulka 4: Ceský vnitroodvetvový obchod, zamestnanost a mzdy
podle klasifikace OKEC
GLI
Rok
2000
Odvetví
(%)
Zemedelství a myslivost
66.37
Lesnictví a težba dreva
65.70
Rybolov
32.36
Dobývání energetických surovin
24.84
Dobývání ostatních surovin
40.97
Prumysl potravinárský a tabákový 87.57
Textilní prumysl
95.62
Odevní prum., zpracování kožešin 78.01
Zprac. usní, výroba brašen, obuvi 78.52
1997
177076
36675
1702
68725
9119
142939
74261
42067
27451
10
Zamestnanci
1998
1999
Pocet zamestnancu
160181
145810
33795
31229
1733
1597
63161
55471
8777
7378
137719
133140
69225
65356
43451
41943
23170
21054
2000
132426
29038
1557
49996
7174
120041
61117
39833
18836
Mzdy
2000
(Kc)
9763
10475
10686
16172
14498
12301
9772
7926
8572
Prum. drevarský, krome nábytku
Výr. vlákniny, papíru a lepenky
Vydavatelství, tisk a reprodukce
Koksování, zpracování ropy
Výr. chemických výrobku
Výr. pryžových a plast. výrobku
Výr. ostatních miner. výrobku
Výr. a hutnictví kovu
Výr. kovových konstrukcí apod.
Výr. stroju a zarízení
Výr. kanc. stroju a pocítacu
Výr. elektrických stroju a prístroju
Výr. komunikacních zarízení
Výr. ruzných presných prístroju
Výroba dvoustopých vozidel
Výr. ostatních dopravních zarízení
Výr. nábyt. a ostatní zprac. prum.
Výr. a rozvod el., plynu, páry
61.72
91.90
98.04
53.75
71.98
88.13
59.22
86.47
78.33
94.58
61.61
92.88
75.52
61.31
73.48
89.89
70.14
42.07
33185
21503
23033
4714
46458
43911
76137
95605
105209
161058
1411
67615
19658
21597
59125
33745
57450
58694
35471
21528
22750
4165
44560
45934
75456
88984
112180
155983
1443
68979
23148
21484
64966
26396
55595
55240
35326
19158
21983
3878
42410
42181
72997
83575
108753
139052
1490
67693
23023
20220
66603
23716
55071
52454
32892
17452
22920
3672
39454
45455
72585
76330
102664
129776
1479
71384
27624
20989
69553
20842
53513
48912
10693
13610
15779
18557
15457
13170
13594
14316
12571
13244
12397
12911
11505
12570
16172
13357
10436
17357
Srovnání mezd v ruzných odvetvích jasne ukazuje existující meziodvetvové
mzdové rozdíly. Nejvyšší prumerná mzda 19 tisíc Kc v prumyslu koksování a
zpracování ropy je více než dvojnásobkem prumerné mzdy 8 tisíc Kc v
odevním prumyslu. Casová rada poctu zamestnancu jednoznacne ukazuje
klesající zamestnanost v témer všech uvažovaných odvetvích.
odvetvím,
které
se
stabilne
rozrustalo
a
netrpelo
Jediným
odvetvovou
nezamestnaností, byla v letech 1995-2000 výroba automobilu.
Pro názornejší srovnání vztahu IIT a sektorových ukazatelu jsme našich 27
skupin OKEC sloucili podle velikosti indexu GLI do trí stejne pocetných skupin
po devíti odvetvích. Z tabulky 5a je patrné, že odvetví s vysokým podílem IIT
zamestnávají relativne velký pocet zamestnancu a zároven vykazují výrazne
nižší mzdové náklady pripadající na jednotku produkce. Vysoký podíl práce v
odvetvích s vysokým vnitroodvetvovým obchodem doprovázený relativne
nízkým podílem nákladu na pracovní sílu na tržní produkci v techto odvetvích
je zcela ve shode s predstavou ceské ekonomiky jako bohaté na levnou
pracovní sílu s nedostatkem kapitálu.
Tabulka 5a: Úroven IIT, zamestnanost, tržní produkce, mzdové
náklady a obchodní bilance
11
Úroven IIT
Zamestnanost
Tržní
produkce
Mzdové
náklady/ tržní
produkce1)
Obchodní
bilance
[mil. Kc]
[-]
[mil. Kc]
Nízká
344860
479440
0.18
-46601
Strední
721151
677505
0.16
2645
Vysoká
708073
884737
0.14
-35374
1) Mzdové náklady nezahrnují pojistné odvody zamestnavatelu. To nepredstavuje problém
nebot ukazatel používáme pouze k relativnímu srovnání. Údaje o tržní produkci predstavují
stav za rok 1997 zatímco mzdy odpovídají roku 2000. S ohledem na malou dynamiku zmen a
pouze prurezové relativní srovnávání údaju, nepovažujeme casový odstup za výrazný
nedostatek.
Tabulka 5b ukazuje, že odvetví s velkým podílem IIT zamestnávají vysoké
procento (61 %) méne vzdelané pracovní síly. Nízká vzdelanost v sektorech s
vysokým rozsahem IIT je ješte zretelnejší v porovnání se vzdelanostní
strukturou pracovní síly v celém národním hospodárství, kde podíl s nižším
vzdeláním predstavuje pouze 44 procent. Prihlédneme-li k tomu, že odvetví s
nízkým IIT jsou zároven výrazne cistým importérem, lze usuzovat, že dovozy
predstavují zboží technologicky nárocné, vyžadující vysokou úroven kapitálu a
vzdelanosti pracovní síly. Nedostatek kapitálu v Ceské republice lze považovat
za duvod vysokých cistých dovozu v techto sektorech. Tuto skutecnost
podporuje I vysoký podíl mzdových nákladu na cene tržní produkce. Vysoká
cena práce zrejme plyne z vysoké úrovne mezd. Ta však odpovídá vyšší
úrovni vzdelání v techto odvetvích. Nízká produktivita naopak plyne z
nedostatku produktivního kapitálu.
Struktura zahranicního obchodu se také odvíjí od vzdelanosti pracovní síly a
vzdelanostní struktury v dané zemi. Katz a Murphy (1992) pro vyjádrení
dopadu zahranicního obchodu na mzdovou strukturu v USA pracují s
takzvaným ekvivalentem nabídky práce obsažené v dovozech. Obdobným
zpusobem jsme vyjádrili dodatecnou poptávku po práci v Ceské republice jako
dodatecná poptávka k realizaci trrní bilance. Implicitní poptávka po pracovní
síle vzdelanostní skupiny s obsažená v dovozech zboží odvetví i je dána dle
predpisu Lsi = eis Ei
X i − Mi
, kde Yi predstavuje domácí tržní produkci, Xi - Mi
Yi
12
cistý export zboží, Ei domácí zamestnanost a eis
reprezentuje podíl dané
vzdelanostní skupiny na odvetvové zamestnanosti. Celková implicitní poptávka
po pracovní síle vzdelanostní skupiny s je dána agregací Ls =
∑ L . Je treba
s
i
i
poznamenat, že toto vyjádrení nezohlednuje multiplikativní efekty vyššího
rádu.
Tabulka 5b: Úroven IIT, vzdelání pracovní síly a implicitní poptávka
po pracovní síle
Podíl prac. síly s
nižším vzdeláním1)
Podíl prac. síly s
vyšším vzdeláním
Implicitní
poptávka po
pracovní síle
[%]
[%]
[pocet osob]
Nízká
56
44
-61404
Strední
66
34
1001
Vysoká
61
39
-24092
Úroven IIT
1) Nízké vzdelání vyjadruje vzdelání nižší než úplné strední. Údaje jsou napocítány z údaju
Výberového šetrení pracovních sil (2q.1998) laskave poskytnutých CSÚ.
Zajímavé odlišnosti podle IIT zjišt ujeme v delení podle znaménka obchodní
bilance. V odvetvích s pasivní obchodní bilancí pri vysokém IIT je relativne
nízký podíl mzdových nákladu na tržní produkci pricemž pracovní síla je
relativne vysoce vzdelaná. U odvetví s aktivní obchodní bilancí nehraje podíl
mzdových nákladu na tržní produkci roli, ale je zde výrazne neprímý vztah
mezi IIT a úrovní vzdelanosti. Tato císla naznacují existenci výrazné složky
vertikálního IIT pricemž vývozy z Ceské republiky predstavují zboží s nízkou
kvalitou a tedy I cenou.
Tabulka 5c: Sektorové charakteristiky podle rozsahu IIT a obchodní
bilance
Obchodní bilance
Pasivní
Aktivní
Rozsah IIT
Nízký
Strední
Vysoký
Podíl mzd. nákladu [%]
18
15
12
Podíl vyššího1) vzdelání [%]
45
38
41
Podíl mzd. nákladu [%]
18
17
18
Podíl vyššího vzdelání [%]
41
30
33
1) Vyšší vzdelání vyjadruje vzdelání úplné strední a vyšší. Údaje jsou napocítány z
Výberového šetrení pracovních sil (2q.1998) laskave poskytnutého CSÚ.
13
Údaje uvedené v tabulce 4 byly (spolecne s dalšími tam neuvedenými údaji)
použity jako nezávislé promenné v regresní analýze vztahu mezi trhem práce
a IIT. Vysvetlující promenné v
regresi prezentované v tabulce 6 jsou
definovány následujícím zpusobem: Odvetvová zamestnanost Lt v roce t je
dána v tisících
delníku. Odvetvová míra nezamestnanosti Ut
v roce t je
vypocítána jako
Ut =(Lt –Lt-1)/Lt-1
Prumerná mesícní mzda je hrubá mzda (pred zdanením) v tisících Kc. Podíl
horizontálního IIT na celkovém IIT je
horizontální IIT ku GLI pro celkový
vypocítán jako podíl GLI pro
IIT. Odvetví primárního sektoru jsou
definovány jako pet prvních odvetví v tabulce 4. Rocní pomocné promenné
jsou definovány obvyklým zpusobem. Závislou promennou je GLI a regrese
používá pozorování pro 27 odvetví v letech 1998-2000, což vytvárí celkem
81 pozorování.
Tabulka 6: Odhad logistické regrese pro GLI
Nezávislá promenná
Konstanta
Odvetvová zamestnanost
Odvetvová míra nezamestnanosti
Prumerná mzda
Podíl horizontálního IIT na celkovém IIT
Pomocná promenná pro primární odvetví
Pomocná promenná pro rok 1999
Pomocná promenná pro rok 2000
Regresní
koeficient
1.4047
0.0067
-2.7293
-0.0677
0.8885
-1.6702
0.0179
0.1163
Standardní
chyba
0.3815
0.0018
1.0358
0.0290
0.4304
0.1455
0.1701
0.1769
P-hodnota
0.000
0.000
0.008
0.020
0.039
0.000
0.916
0.511
Výsledky logistické regrese presentované v tabulce 6 ukazují,
že
charakteristiky trhu práce jsou statisticky významnými prediktory pro IIT po
zapocítání vlivu struktury IIT, rozdílného
charakteru odvetví a casového
vývoje. IIT vzrustá s rustem velikosti odvetví reprezentovaným odvetvovou
zamestnaností. Rust nezamestnanosti (vyšší výstup pracovních sil z odvetví
než vstup pracovních sil do odvetví) je spojený s rustem IIT. Obdobne vyšší
mzdy vedou k nižšímu IIT. Se zretelem k pomocným promenným získáváme
14
následující výsledky. Velikost IIT závisí na strukture IIT. Se zvýšením podílu
horizontálního IIT dochází k rustu celkového IIT. Ve srovnání s prumyslovými
odvetvími, je IIT v
težebních, zemedelských a lesnických odvetvích nižší.
Tento výsledek je v souladu s naší diskusí ukazatelu GLI presentovaných v
tabulce 2. Regresní koeficienty casových promenných nejsou
významne odlišné od nuly, což podporuje domnenku, že
statisticky
ceský IIT byl v
období 1998-2000 casove stálý.
6. Závery
V tomto clánku jsme prozkoumali charakter ceského IIT a jeho propojení s
trhem práce. V analýze IIT jsme použili jeho rozložení
na vertikální a
horizontální složky.
Zjistili jsme, že ceský GLI ve výši 75% je na dvoumístné úrovni SITC stále
ponekud nižší, než jeho hodnoty pro srovnatelné zeme EU, ale že tento rozdíl
není príliš vysoký. Toto zjištení naznacuje pomerne vysokou integraci ceské
ekonomiky do evropské a svetové ekonomiky. Tento výsledek je podporen
srovnáním IIT v obchode mezi EU a osmi evropskými prechodovými zememi
prezentovaným v práci Aturupane, Djankov a Hoekman (1999), které
ukazuje, že Ceská republika má z techto zemí nejvyšší IIT. Také struktura
ceského IIT s ohledem na jeho horizontální a vertikální složku je srovnatelná
se strukturou IIT v zemích EU. Indikátory založené na odvetvové tržní
produkci,
mzdových
nákladech
a
vzdelanosti
pracovní
síly
naznacují
prítomnost vertikální složky IIT. Ceská republika, v souladu s predpovedí
standartních ekonomických modelu, eportuje produkci nižší kvality s velkým
podílem práce.
Výsledky prurezové analýzy podmínenosti IIT trhem práce
ukazují, že
charakteristiky trhu práce jsou statisticky významnými prediktory IIT poté, co
byly v úvahu vzaty rozdíly ve strukture IIT, v charakteru odvetví a casové
zmeny. IIT vzrustá s rustem
odvetví reprezentovaným rustem odvetvové
zamestnanosti. Rust odvetvové nezamestnanosti (vetší výstup práce ven z
odvetví než vstup práce do odvetví) je spojen s rustem IIT. Obdobne vyšší
15
mzdy
vedou k nižšímu IIT. Zjistili jsme také, že velikost IIT závisí na
strukture IIT v následujícím smyslu: s rustem podílu
dochází k rustu celkového IIT.
16
horizontálního IIT
Literatura:
Aturupane, Ch, Djankov, S., Hoekman, B. Horizontal and vertical intraindustry trade between Eastern Europe
and the European Union.
Weltwirtschaftliches Archiv, 135(1):62--81, 1999.
Bano, S.S. Intra-Industry International Trade: The Canadian Experience.
Avebury, Aldershot, England, 1991.
Bergstrand, J.H. The Hecksher-Ohlin-Samuelson model, the Linder hypothesis
and the determinants of bilateral intra-industry trade. Economic Journal,
100(403):1216--1229, December 1990.
Blanes, J.V., Martin, C. The nature and causes of intra-industry trade: Back to
the
comparative advantage explanation? The case of Spain.
Weltwirtschaftliches Archiv, 136(3):423--441, 200.
Brulhart, M. Dynamics of intraindustry trade and labor-market adjustment.
Review of International Economics, 8:420--435, 2000.
Falvey, R.E. Commercial policy and intra-industry trade.
International Economics, 11(4):495--511, November 1981.
Journal of
Fidrmuc, J., Grozea-Helmenstein, D., Worgotter, A. East-West intra-industry
trade dynamics. Weltwirtschaftliches Archiv, 135(2):332--346, 1999.
Greenaway, D., Hine, R., Milner, Ch. Country-specific factors and the patter of
horizontal and vertical intra-industry trade in the UK. Weltwirtschaftliches
Archiv, 130(1):77--100, 1994.
Greenaway, D., Hine, R., Milner, Ch. Vertical and horizontal intra-industry
trade: A cross industry analysis for the United Kingdom. Economic Journal,
105:1505--1518, November 1995.
Grubel, H.G., Lloyd, P.J. Intra-Industry Trade. John Wiley, London, 1975.
Helpman, E. Imperfect competition and international trade: Evidence from
fourteen industrial countries. Journal of the Japanese and International
Economy, 1(1):62--81, March 1987.
Helpman, E. International trade in the presence of product differentiation,
economies of scale and monopolistic competition: A Chamberlin-HecksherOhlin approach. Journal of International Economics, 11(3):305--340, August
1981.
Katz, L. F. Murphy, K. M. Changes in Relative Wages, 1963-1987: Supply and
Demand Factors, The Quarterly Journal of Economics, 107:1 (February,
1992): 35-78.
17
Krugman, P.R. Intraindustry specialization and the gains from trade. Journal
of Political Economy, 89(5):959--973, 1981.
Lancaster, K. Intra-industry trade under perfect monopolistic competition.
Journal of International Economics, 10(2):151--175, May 1980.
Lovely, M. E., Nelson, D.R.Intra-industry trade as an indicator of labor market
adjustment. Mimeo, 2000.
Lovely, M. E., Nelson, D.R. On the economic relationship between marginal
intra-industry trade and labor market adjustment in a division of labor model.
Mimeo, 1999.
Shaked, A., Sutton, J. Natural oligopolies and international trade. In
H.~Kierzkowski, editor, Monopolistic Competition and International Trade.
Oxford University Press, Oxford, 1984.
18