WORKING PAPER č. 1/2005 Vliv institucí přímé demokracie na hospodářskou politiku ve světle empirického výzkumu Petr Chmelík červen 2005 Řada studií Working Papers Centra výzkumu konkurenční schopnosti české ekonomiky je vydávána s podporou projektu MŠMT výzkumná centra 1MO524. ISSN 1801-4496 Vedoucí prof. Ing. Antonín Slaný, CSc., Lipová 41a, 602 00 Brno, e-mail: slany@econ.muni.cz, tel.: +420 549491111 VLIV INSTITUCÍ PŘÍMÉ DEMOKRACIE NA HOSPODÁŘSKOU POLITIKU VE SVĚTLE EMPIRICKÉHO VÝZKUMU Abstract: The main goal of this paper is to make a classification and survey of current knowledge of econometric research on the comparison of semi-direct and representative democracy. The paper is looking for an empirical support of an answer to a question - whether the institutions of direct democracy enhance incentives of politicians to represent preferences of the median voter; and further to a wider question whether it is possible to expect more effective economic policy in a semi-direct democracy system from the point of view of median voter's preferences. Empirical evidence shows a positive consistent effect of institutions of direct democracy on both the quality of the competition in the political markets and results of economic policy. Presented studies thus globally support the hypothesis about more effective economic policy in semi-direct democracy from the point of view of median voter's preferences. Abstrakt: Cílem příspěvku je provedení klasifikace a utřídění současných poznatků ekonometrického výzkumu komparace polopřímé a čistě representativní demokracie. Článek hledá empirickou podporu pro odpověď na otázku, zda instituce přímé demokracie zvyšují podněty politiků representovat preference voliče mediána, a dále i na širší otázku, zda je z hlediska preferencí voliče mediána možno očekávat v systému polopřímé demokracie efektivnější hospodářskou politiku. Empirická evidence svědčí o positivním konsistentním efektu nástrojů přímé demokracie jak na kvalitu konkurence na politických trzích, tak i na výsledky hospodářské politiky. Prezentované studie tak ve svém souhrnu podporují hypotézu o efektivnější hospodářské politice z hlediska preferencí voliče mediána v systému polopřímé demokracie. Recenzoval: prof. Ing. Antonín Slaný, CSc. 1. ÚVOD V souvislosti s reálným vývojem jednotlivých národních hospodářství a s rostoucím významem nové politické, institucionální a konstituční ekonomie se dostává do popředí otázka vlivu kvality institucionálního prostředí na konkurenceschopnost. Tento článek je věnován utřídění a shrnutí relevantních závěrů empirického výzkumu vlivu nástrojů přímé demokracie na hospodářskou politiku. Právě srovnání polopřímé1 a čistě representativní demokracie je v současné době věnována stále větší pozornost. Hlavní argument ve prospěch iniciativ a referend spočívá v souvislosti, že tyto instituce2 zvyšují kvalitu konkurence na politickém trhu3 a tím zvyšují podněty pro politické representanty respektovat preference svých voličů. Vyšší kvalitu politické konkurence přitom lze operacionalizovat ve formě nižších motivací a možností subjektů politicko-ekonomického systému k negativnímu vyhledávání ekonomické renty a k produkci politicko-ekonomických cyklů. Vzhledem k tomu, že potlačování politicko-ekonomických cyklů a negativního dobývání renty je v ekonomické teorii politiky spojováno s růstem efektivnosti a stability hospodářství, lze ceteris paribus očekávat, že nástroje přímé demokracie povedou současně i k lepším výsledkům hospodářské politiky (z hlediska voliče mediána), než jaké jsou dosahovány v institucionálním prostředí čistě representativních demokracií. Zásadním východiskem tohoto příspěvku je tak hypotéza, že nástroje přímé demokracie ceteris paribus nejen zvyšují kvalitu politické konkurence a jejím prostřednictvím podněty pro politiky jednat v zájmu voličů, ale i efektivitu hospodářské politiky z hlediska preferencí voliče mediána. Přesto není možné opomíjet řadu teoretických argumentů v neprospěch nástrojů přímé demokracie, které varují před možnými ,,vedlejšími"4 alokačními, stabilizačními a redistribučními důsledky referend a iniciativ pro národní hospodářství. Ačkoli je možné většinu 1 Polopřímou demokracií se rozumí representativní demokracie, která je obohacená o nástroje přímé demokracie, tedy zejména o referenda a iniciativy (možnosti občanů vyvolat referendum). 2 Pod pojmem instituce je v příspěvku třeba rozumět formální i neformální pravidla představující omezení a podněty pro chování subjektů politickoekonomického systému. 3 Politický trh je v příspěvku nahlížen jako systém, v jehož rámci se střetává nabídka politiky representovaná zvolenými zastupiteli (zejména politickými stranami) s poptávkou po politice, přičemž subjekty strany poptávky mohou být jak jednotliví občané, tak nejrůzněji organizované zájmové skupiny. 4 Těmi je v dalším třeba rozumět jakékoli jiné stabilizační, alokační a redistribuční efekty nástrojů přímé demokracie, než které ovlivňují politickoekonomický cyklus a negativní vyhledávání renty. kritických argumentů výrazně zpochybnit,5 není přirozeně možné v teoretické rovině relevanci jednotlivých výhrad zcela vyloučit. Cílem příspěvku je utřídění a shrnutí hlavních přínosů relevantních empirických studií a prozkoumání otázky, zda tyto studie ve svém souhrnu podporují teoretické argumenty o pozitivních efektech nástrojů přímé demokracie na hospodářskou politiku. V souladu s přístupem konstituční ekonomie a jejím pojetím hospodářsko-politického poradenství6 jsou normativní implikace tohoto příspěvku orientovány přímo k občanům jako konečným nositelům rozhodování v rovině společenského konsensu. V rámci druhé kapitoly bude věnována pozornost těm studiím, které zkoumají přímo otázku působení nástrojů přímé demokracie na míru prosazování preferencí voliče mediána v rámci běžné politiky.7 Z hlediska konstituční volby občanů mezi institucemi čistě representativní a polopřímé demokracie mají však zásadní význam studie, které odhalují celkový vliv nástrojů přímé demokracie na jednotlivé výsledky a charakteristiky hospodářské politiky.8 Třetí kapitola příspěvku se zabývá výsledky právě těchto studií. V případě negativního vlivu referend a iniciativ na jednotlivé cílové proměnné hospodářské politiky lze předpokládat, že ,,vedlejší" stabilizační, alokační a redistribuční efekty jsou relevantní a jejich síla dokonce převyšuje pozitivní účinky iniciativ a referend na motivace politiků jednat v zájmu středového voliče. Vzhledem ke skutečnosti, že instituce přímé demokracie hrají podstatnější roli jen ve Švýcarsku a některých státech USA, není možné poskytnout statisticky významnou odpověď na výše položenou otázku pouhým srovnáním výsledků hospodářské politiky jednotlivých států. Z tohoto důvodu se ekonometrické studie zakládají na prostorových analýzách mezi švýcarskými kantony a městy, které se vzájemně značně liší mírou rozvinutosti participačních práv občanů.9 5 Viz například Eichenberger (1999), Frey a Stutzer (2003) a pro komplexní rozbor validity argumentů Kirchgässner, Feld a Savioz (1999). 6 Přehledně je pojetí hospodářsko-politického poradenství v rovině společenského konsensu vyloženo v učebnici ,,Demokratische Wirtschaftspolitik" (Frey a Kirchgässner, 1994). 7 V příspěvku je pod pojmem běžná hospodářská politika zapotřebí rozumět hospodářsko-politické rozhodování konstitučně založené na volebním pravidlu prosté většiny. K rozlišení politiky na běžnou a konstituční viz např. Buchanan (1992). 8 V rámci hospodářsko-politického poradenství v konstituční rovině by měl tento příspěvek občanům napomoci učinit racionální rozhodnutí v souladu s jejich preferencemi. 9 Několik ekonometrických studií srovnávajících representativní a polopřímou demokracii bylo provedeno i pro USA. Parametry institucionálních charakteristik těchto územních jednotek vykazují dostatečný rozptyl pro provedení vícerozměrné regresní analýzy. Úroveň vypovídacích schopností řady empirických studií je tak umocněna skutečností, že výsledné efekty bylo možno očistit od vlivu desítek faktorů, které s rozsahem přímé demokracie nemají souvislost. Spolehlivost výsledků je dána i úsilím otestovat robustnost zkoumaných vlivů a možnosti opačných kausalit. 2. VLIV NÁSTROJŮ PŘÍMÉ DEMOKRACIE NA MOŽNOSTI VOLIČE MEDIÁNA PROSADIT SVÉ PREFERENCE V RÁMCI BĚŽNÉ POLITIKY Z hlediska vývoje zkoumání vlivu nástrojů přímé demokracie na možnosti k prosazení preferencí voliče mediána v rámci běžné politiky je možné považovat za zásadní příspěvek Wernera W. Pommerehneho (1978). Jedná se přitom o vůbec první ekonometrickou studii, která se zabývá otázkou přímé demokracie Švýcarska. Teoretickým východiskem Pommerehneho výzkumu se stal teorém voliče mediána, podle kterého je v demokracii při splnění určitých předpokladů určována hospodářská politika právě preferencemi středového voliče. Teorém voliče mediána přitom nemusí být spojován výhradně s přímou demokracií. Může se prosazovat i v institucionálním prostředí čistě representativní demokracie, pokud se voliči rozhodují mezi dvěma politickými stranami, mezi nimiž vládne ,,dokonalá" konkurence. Vzhledem k nereálnosti předpokladů modelu dokonalé konkurence a v souladu s poznatky o politicko-ekonomických cyklech a orientaci politických representantů na vyhledávání a realizaci renty zřejmě nelze počítat s tím, že by kvalita politické konkurence v prostředí standardních representativních demokraciích zabezpečovala prosazování preferencí voliče mediána. V souladu s předpokladem o pozitivních účincích nástrojů přímé demokracie na kvalitu soutěže na politickém trhu10 Werner W. Pommerehne ekonometricky prověřil hypotézu o tom, že model voliče mediána odpovídá lépe politickoekonomickým procesům v polopřímé demokracii než demokracii čistě representativní. Při aplikaci modelu voliče mediána se obvykle vychází z následující funkce poptávky po produkci zabezpečované veřejným sektorem: (1) kde představuje výši veřejných výdajů na obyvatele Y označuje důchod voliče mediána 321 ***0 ntYA = A 10 Prostřednictvím působení iniciativ a referend na omezování možností zneužívání monopolního postavení politických representantů a omezování rozsahu informačních asymetrií. t vyjadřuje cenu v podobě mezního daňového nákladu, veřejné výkony 1 , 2 , likosti Podle uve na ákladu, kterou musí uhradit za příslušné výdaje na . Pommerehne očekával, že 2 * ln(t) + 3 * ln(n) + (2) kterou musí volič medián hradit za n je proměnnou pro velikost sledované jurisdikce 3 jsou elasticity důchodu (Y), daňové ceny (t) a ve jurisdikce (n). deného modelu by měly být veřejné výdaje na obyvatele tím vyšší, čím vyšší je důchod voliče mediána a čím nižší je ce v podobě mezního daňového n produkty veřejného sektoru. Tato cena odpovídá dodatečnému daňovému zatížení, které musí volič medián nést v souvislosti s rozšířením produkce veřejného sektoru o jednu jednotku. Vedle toho hraje zřejmě podstatnou roli i velikost příslušné jurisdikce. Pokud má produkt, který je zabezpečován veřejným sektorem, charakter soukromého statku, potom by měly růst veřejné jeho produkci proporcionálně11 k množství jeho uživatelů (občanů příslušné jurisdikce). V takovém případě by velikost jurisdikce neměla mít vliv na výši výdajů na obyvatele a hodnota 3 by se tak měla rovnat nule. Jedná-li se však o veřejný statek, jehož spotřeba není buď vůbec rivalizovaná, nebo je rivalizovaná jen částečně, potom by měl tento parametr nabývat záporné hodnoty. V takovém případě totiž platí, že čím vyšší je počet občanů příslušné jurisdikce, mezi které je možné rozdělit náklady na zabezpečení daného statku, tím nižší jsou náklady připadající na jednoho občana. V extrémním případě ,,čistého" veřejného statku, který může být současně konzumován libovolným množstvím jedinců, aniž by se tito vzájemně vylučovali ze spotřeby, by měl parametr 3 dosahovat hodnoty ­1. V souladu s hypotézou, že model voliče mediána odpovídá lépe politicko-ekonomickým procesům v polopřímé demokracii než demokracii čistě representativní, W. W bude presentovaný model lépe vysvětlovat skutečnou výši veřejných výdajů na obyvatele v jurisdikcích s polopřímou demokracií než v jurisdikcích s méně rozvinutými přímými participačními právy, a že i odhady jednotlivých parametrů s předpokládanými znaménky budou statisticky významnější v případě testování modelu na jurisdikcích s polopřímou demokracií. Logaritmováním vztahu (1) je možné získat následující ekonometrickou rovnici: ln(A) = 0 +1 * ln(Y) + 11 Z hlediska účelu uvedeného modelu je abstrahováno od možných úspor z rozsahu, které by mohly být s produkcí příslušného soukromého statku spojeny. kde jadřuje stochastické reziduum, které zachycuje všechny tatní vlivy na výš , které v rovnici nejsou W cí obecních parlamentů. V rámci těchto dvou m a pouze s fakultativními (iii) lamentem a obligatorními nebo (iv) amentem bez jakýchkoli referend. dosazením ajů za endogenní proměnnou. Pro ěru ln(.) je označením přirozeného logaritmu vy os i veřejných výdajů explicitně vyjádřeny erner W. Pommerehne nejprve rozdělil 110 švýcarských jurisdikcí do dvou skupin: první skupinu tvořilo 48 obcí s obecním shromážděním a zbylých 62 obcí s existen skupin Pommerehne dále rozlišuje, zda a v jakém rozsahu existují možnosti referend týkajících se rozpočtových záležitostí. Podle těchto kriterií definuje celkem čtyři skupiny obcí: (i) 32 jurisdikcí s obecním shromážděním, obligatorními i fakultativními referendy (ii) 16 jurisdikcí s obecním shromáždění referendy, 35 jurisdikcí s obecním par fakultativními referendy 27 jurisdikcí s obecním parl Pro tyto čtyři skupiny potom Pommerehne testuje rovnici (2) celkových obecních výd celkové výdaje obcí (vždy přepočteno na obyvatele) získává v prům za roky 1968 až 1972 následující výsledky12 : (i) Jurisdikce s obecním shromážděním, obligatorními a fakultativními referendy v rozpočtových záležitostech. ln(A) = - 13.598 + 1.386** ln(Y) (5.28) 0.710** ln(t) (8.28) 0.758** ln(n) (5.36) + 12 Čísla uvedená v závorkách vyjadřují absolutní hodnoty t ­ statistik odhadovaných parametrů. Symboly ,,**", ,,*", resp. ,,(*)" vyjadřují skutečnost, že příslušný odhad parametru je odlišný od nuly na hladině významnosti 1, 5, resp. 10 procent. R2 označuje očištěný index determinace. SER je směrodatná odchylka a FG zkratka počtu stupňů volnosti t ­ testu. R2 = 0.672, SER = 0.203, FG = 28 ním shromážděním a pouze fakultativními (3.42) 0.769 ln(t) 0.425 ln(n) + 3, SER = 0.215, FG = 12 ecním parlamentem a obligatorními nebo fakultativními referendy v rozpočtových záležitostech. 0.516** ln(t) 0.378 ln(n) + 5, SER = 0.268, FG = 31 arlamentem bez možností referend + 0.409 ln(Y) (0.96) (ii) Jurisdikce s obec referendy v rozpočtových záležitostech. ln(A) = - 12.120 + 1.138** ln(Y) ** (4.97) (1.75) R2 = 0.70 (iii) Jurisdikce s ob ln(A) = - 10.068 + 0.983(*) ln(Y) (1.90) (4.12) * (2.66) R2 = 0.41 (iv) Jurisdikce s obecním p v rozpočtových záležitostech. ln(A) = - 3.928 3 * 0. 91 (2.66) ln(n) + SER = 0.380, FG = 23 ledků Pommerehneho výzkumu vyplývá, že orém voliče mediána nepředstavuje vhodný model reálných politickoativní demokracie, okud toto prostředí není výrazněji obohaceno o nástroje přímé variability skutečných veřejných výdajů na obyvatele, parametry sice i v tomto případě mají ­ pozitivním vlivu nástrojů ln(t) 0.434* (2.09) R2 = 0.138, Z presentovaných výs te ekonomických souvislostí v prostředí represent p demokracie. Tento závěr lze pozorovat především porovnáním dosažených hodnot jednotlivých indexů determinace. Zatímco model voliče mediána aplikovaný na jurisdikce s obecním shromážděním je schopen vysvětlit přibližně 70 % v případě jurisdikcí s obecním parlamentem a možností pouze jednoho z typů referend je to již jen hodnota okolo 40 % a u jurisdikcí s obecními parlamenty bez možností jakýchkoli referend v rozpočtových záležitostech leží hodnota indexu determinace dokonce pod úrovní 15 %. Rovněž z hlediska statistické významnosti odhadovaných parametrů skončil nejhůře model voliče mediána aplikovaný na jurisdikce s obecními parlamenty bez možností referend v rozpočtových záležitostech. Odhadované stejně jako tomu je u všech ostatních odhadovaných rovnic ­ očekávaná znaménka, parametr zachycující vliv důchodu na výši veřejných výdajů však není statisticky významný a parametr mezních daňových nákladů je ­ na rozdíl od ostatních rovnic - statisticky signifikantní pouze na hladině významnosti 5 %. Uvedené výsledky empiricky podporují hypotézu, že v systému polopřímé demokracie se prosazují zájmy voliče mediána lépe než v systému demokracie čistě representativní. V úvodu příspěvku byly zmíněny dva hlavní projevy selhávání politických trhů, které znamenají odklon hospodářské politiky od preferencí voliče mediána: politicko-ekonomické cykly a realizace ekonomických rent v politice. Na hypotézu o přímé demokracie na prosazování zájmů voliče mediána v běžné politice lze nahlížet jako na důsledek působení nástrojů přímé demokracie na stabilizaci politicko-ekonomických cyklů a na tlumení motivací k vyhledávání ekonomických rent v politice. V této souvislosti se pak nabízí otázka, zda lze statisticky podložit přímo i vliv nástrojů přímé demokracie na stabilizaci politicko-ekonomického cyklu a tlumení tendencí k vyhledávání a realizaci rent v politice jako na jevy determinující kvalitu konkurence na politickém trhu. Zatímco souvislost nástrojů přímé demokracie s tlumením tendencí k vyhledávání renty doposud (alespoň dle autorových znalostí) nebyla podrobena systematickému ekonometrickému výzkumu a představuje tak výzvu další vědecké práci v oblasti komparativní institucionální jící vliv termínu voleb na - 9.177 (1.58) 0.479 ln(t) 0.324 ln(n) - 0.184 1/v analýzy, vliv nástrojů přímé demokracie na stabilizaci politického cyklu se podařilo statisticky odhalit již W. W. Pommerehnemu, a to pouhým rozvinutím jeho výše uvedeného modelu. Vyšel přitom z oportunistického modelu politicko-ekonomického cyklu vyvinutého W. D. Nordhausem (1975), který vysvětluje souvislosti, jak centrální vlády ovlivňují národní hospodářství za účelem maximalizace pravděpodobnosti na znovuzvolení: čím více se blíží termín voleb, tím vyšší jsou ­ ceteris paribus ­ veřejné výdaje. W. W. Pommerehne správně předpokládal, že se uvedená souvislost nemusí nutně prosazovat jen na národní úrovni, a proto rozšířil výše uvedený model voliče mediána pro obě skupiny jurisdikcí s obecními parlamenty o dodatečnou proměnnou zachycu výši veřejných výdajů v příslušných jurisdikcích. Proměnná je v dalším označena jako ,,v" a nabývá hodnoty počtu měsíců zbývajících v dané jurisdikci do termínu voleb do obecního parlamentu. Pokud by bylo chování politických representantů ovlivněno snahou produkovat politicko-ekonomické cykly, měla by být tato proměnná statisticky signifikantní a dosahovat záporných hodnot. Rozšíření modelu středového voliče o vliv politicko-ekonomických cyklů jako determinanty výše veřejných výdajů přineslo následující výsledky: (iii) Jurisdikce s obecním parlamentem a obligatorními nebo fakultativními referendy v rozpočtových záležitostech ln(A) = + 0.859 ln(Y) ** (3.49) * (2.15) (0.31) + 2 = 0.353, SER = 0.268, FG = 30 v) Jurisdikce s obecním parlamentem bez možností referend (A) = - 4.593 (Y) (0.97) 0.305 ln(t) 0.266 ln(n) - 3.002 1/v + = 0.291, SER = 0.367, FG = 22 ů obou rovnic svědčí ve prospěch hypotézy vlivu nástrojů přímé demokracie na tlumení politicko-ekonomických voleb v jurisdikcích referendy statisticky významný vliv na výši veřejných výdajů, a. Pokud mají občané možnost zasáhnout do rozhodování o R (i v rozpočtových záležitostech ln + 0.468 ln * (2.03) (1.19) * (2.27) 2 R Provedený odhad parametr o cyklů. Zatímco nemá čas zbývající do nejbližších s v jurisdikcích bez možností referend takový vliv existuje. To vede k tomu, že index determinace, jako hlavní charakteristika vypovídacích schopností modelu, v první rovnici (iii) následkem rozšíření modelu o vliv politicko-ekonomických cyklů klesá, ve druhé rovnici (iv) naopak roste. Tuto souvislost lze interpretovat následujícím způsobem. Oportunistické chování vlády v rozpočtových záležitostech hraje významnou roli pouze v těch jurisdikcích, v nichž neexistuje instituce referend veřejných výdajích prostřednictvím instituce fakultativního referenda, nebo je-li použití referend v těchto záležitostech dokonce obligatorně předepsáno, jsou schopni oportunistickému chování politických representantů zabránit. Rovněž tyto výsledky podporují hypotézu, že se hospodářská politika v institucionálním prostředí obohaceném o nástroje přímé demokracie více orientuje na preference voliče mediána, než jak tomu je v čistě representativně demokratických systémech. Uvedený závěr je v souladu s výsledky výzkumu Elisabeth R. Gerber (1996, 1999), který uskutečnila na datech za USA. Ačkoli E. R. Gerber livých státech USA konstruuje E. R. Gerber pomocnou t, l okracie s kvalitou konkurence na pracuje při svém výzkumu prosazování preferencí voliče mediána spíše s čistě politickými než politicko-ekonomickými kategoriemi, je vhodné na tomto místě uvést její výsledky nejen proto, že se na rozdíl od výše uvedené studie vztahují k jinému institucionálnímu prostředí, ale zejména z důvodu použití odlišného přístupu k uchopení preferencí voliče mediána. Ve své práci totiž používá, na rozdíl od přístupu W. W. Pommerehneho, přímou metodu odhadu preferencí voliče mediána, založenou na reprezentativním dotazování, které proběhlo během voleb do senátu v letech 1988 a 1992. Voliči v těchto průzkumech mimo jiné udávali, zda by hlasovali pro legislativu (tzv. parental consent laws) požadující souhlas rodičů s potraty u nezletilých matek. E. R. Gerber používá střední hodnotu odpovědí v každém státě USA jako veličinu vyjadřující odhadované preference voliče mediána. Přitom vychází z toho, že volič medián má tím silnější zájem na uvedené legislativě, čím větší podíl voličů v daném státě se vyslovilo pro její přijetí. Za účelem prověření vlivu nástrojů přímé demokracie na rozhodnutí v jednot proměnnou, kterou označuje jako ,,iniciativa". Tato proměnná nabývá hodnoty 1, pokud v daném státě existuje právo na iniciativu. Pokud občané institucí iniciativy nedisponují, nabývá proměnná hodnoty 0. Za pomoci výše uvedených (a ještě dalších pomocných) vysvětlujících proměnných je testován model, který odhaduje pravděpodobnos s jakou jednotlivé státy USA disponují legislativou požadující souhlas rodičů s potraty u nezletilých matek. V zásadě spočívá konstrukce modelu v tom, že se proměnná vyjadřující odhad preferencí voliče mediána násobí pomocnou proměnnou ,,iniciativa" s cílem ověřit hypotézu, že se preference voliče mediána ceteris paribus lépe prosazují v těch státech USA, ve kterých existuje právo na iniciativu. Výsledky testovaného modelu opět svědčí ve prospěch pozitivního vlivu iniciativ na prosazení preferencí voliče mediána. Pokud mode nezohledňuje existenci iniciativ, nevychází vliv preferencí voliče mediána na pravděpodobnost přijetí uvedené legislativy jako statisticky signifikantní. Zavedením pomocné proměnné odrážející existenci instituce iniciativy (vynásobení proměnné ,,preference voliče mediána" s proměnnou ,,iniciativa") přisuzuje model pozitivnímu vlivu preferencí voliče mediána na pravděpodobnost zavedení příslušné legislativy vysokou statistickou významnost. Uvedené studie jak W. W. Pommerehneho, tak E. R. Gerber ukazují přímé spojení nástrojů přímé dem politickém trhu a empiricky podporují teoretické argumenty o pozitivním vlivu institucí referend a iniciativ na vyšší motivace politických representantů jednat v zájmu řadových občanů. Skutečnost, že se díky nástrojům přímé demokracie orientuje běžná (hospodářská) politika v jednotlivých dílčích oblastech více na politice nabízí i přes přesvědčivé závěry preference voliče mediána, ještě nemusí nutně znamenat, že (hospodářská) politika vede v polopřímé demokracii k lepším celkovým výsledkům z hlediska voliče mediána a že by ji preferovalo i racionální individuum rozhodující se za závojem nejistoty mezi polopřímou a čistě representativní demokracií. Existence kritických argumentů proti možnostem institucí přímé demokracie v hospodářské uvedených studií prostor k obavám z ,,vedlejších" stabilizačních alokačních a redistribučních efektů referend a iniciativ. 3. VLIV NÁSTROJŮ PŘÍMÉ DEMOKRACIE NA VÝSLEDKY HOSPODÁŘSKÉ POLITIKY Dosavadní empirické práce na tomto poli výzkumu lze z hlediska zaměření příspěvku rozdělit do tří skupin.13 3.1. Vliv nástrojů přímé demokracie na podobu hospodářské politiky První typ studií představují práce, které zkoumají vliv institucí přímé demokracie na jednotlivé parametry hospodářské (zejména fiskální) politiky.14 Tyto studie přicházejí v zásadě s následujícím závěrem: čím rozvinutější jsou nástroje přímé demokracie v daném kantonu, městě nebo obci, tím ,,zdravější" jsou veřejné finance. Především je existence referend a iniciativ korelována s nižším růstem veřejných výdajů a s nižší zadlužeností veřejných rozpočtů. Normativní hodnocení charakteristik fiskální politiky, především pak nižší úrovně veřejných výdajů, se však jeví jako sporné, neboť může být zasazeno do zjednodušené interpretace nové politické ekonomie, podle níž je třeba eliminovat vládní selhání prostřednictvím co možná nejnižší úrovně veřejných výdajů. Ve skutečnosti však v ekonomické teorii neexistuje shoda o konkrétní optimální výši veřejných výdajů. Vedou-li instrumenty přímé demokracie k lepší hospodářské politice, potom může být jejich projevem naopak vysoká daňová kvóta. Lze totiž očekávat, že odpovídá-li alokace veřejných financí preferencím voličů lépe, poptávka po veřejně financovaných statcích poroste. V dalším proto není věnována bližší pozornost studiím, které lze svým zaměřením zařadit právě do této skupiny. Na tomto místě je vhodné ještě uvést, že většinu významnějšího ekonometrického výzkumu vlivu nástrojů přímé demokracie na hospodářskou politiku, který se zaměřuje na institucionální komparaci jednotlivých států USA, lze zařadit právě do této skupiny studií. Empirické práce spadající do následujících dvou skupin jsou pak spíše doménou švýcarských vědců působících zejména na Univerzitě Zürich a Univerzitě St. Gallen. 13 Viz přehledové studie Felda a Savioze (1998), Eichenbergera (1999), Kirchgässnera, Felda a Savioze (1999), Stutzera a Freye (2000). 14 Podrobný přehled této skupiny studií podávají autoři Feld a Savioz (1998). 3.2. Vliv nástrojů přímé demokracie na alokační efektivnost hospodářské politiky Na výše uvedené výhrady k hodnocení hospodářské politiky na základě analýzy jejích základních parametrů reagují moderní práce na půdě nové politické ekonomie tím, že zkoumají vliv přímé demokracie explicitně na alokační efektivnost hospodářské politiky. Významný pokus v tomto směru učinil Pommerehne (1983), který zkoumal nákladové a cenové rozdíly u odvozu odpadků ve sto třech největších švýcarských městech. Pommerehne došel k závěru, že efektivita odvozu odpadků je tím vyšší, čím více jsou zastoupeny nástroje přímé demokracie při rozhodování o způsobu zabezpečení této služby. Konkrétně zjistil, že průměrné náklady domácností na odvoz odpadků ve městech s vyšším zastoupením participačních práv občanů jsou podstatně nižší (o 20 %) než v kantonech s menšími možnostmi rozhodování občanů o způsobu zabezpečení této služby. Za pozornost stojí, že zjištěné rozdíly byly podstatně vyšší než ty, které byly dány skutečností, zda odvoz odpadků zabezpečovaly soukromé či veřejné organizace. Relevanci závěrů výše uvedené studie rozšířili autoři Feld a Savioz (1997) tím, že ve svém výzkumu vlivu institucionálních faktorů na efektivitu hospodářské politiky použili kategorii hrubého domácího produktu jako vysvětlované proměnné. Pozornost byla v tomto případě věnována souvislosti mezi existencí fiskálních referend a hospodářskou výkonností jednotlivých švýcarských kantonů, měřenou jejich kantonálním hrubým domácím produktem. Autoři studie použili k odhalení souvislostí mezi institucemi fiskálních referend a hospodářskou silou daného kantonu jednak prostorovou ekonometrickou analýzu pro rok 1989 a jednak tzv. panelovou analýzu (kombinaci prostorové analýzy s analýzou časových řad za období 1982 - 1993). Východiskem jejich modelu se stala Cobb-Douglasova produkční funkce. Autoři formulují následující kantonální produkční funkci: iiD iiiii eKHLQ 0321 ****= (3) i = 1,2,3...26 kde jednotlivá písmena označují následující proměnné v jednotlivých kantonech: Q hrubý domácí kantonální produkt L disponibilní pracovní síla H lidský kapitál K disponibilní zásoba kapitálu D představuje pomocnou proměnnou, která nabývá hodnotu 1 v případě, že občané příslušného kantonu mají možnost spolurozhodovat v rozpočtových záležitostech prostřednictvím referend ­ konkrétně podléhá-li rozhodnutí o výši daňových sazeb a plánování deficitu veřejných rozpočtů obligatornímu nebo fakultativnímu referendu.15 Pokud tyto podmínky v daném kantonu splněny nejsou, je proměnné D přiřazena hodnota 0. Prvky přímé demokracie tedy vstupují v modelu L. P. Felda a M. R. Savioze do produkční funkce jako technologický faktor efektivnosti veřejných aktivit. označuje stochastické reziduum s normálním rozložením, které zahrnuje všechny vlivy na hrubý domácí kantonální produkt, které nejsou explicitně zohledněny výše uvedenými proměnnými. , 0, 1, 2 a 3 jsou parametry, které je zapotřebí ekonometricky odhadnout a vyjadřují elasticity výstupu v závislosti na jednotlivých produkčních faktorech. Parametr 0 je přitom definován jako podíl relativní velikosti hrubého domácího kantonálního produktu v kantonech s institucemi přímé demokracie v rozpočtových záležitostech k produktu v ostatních kantonech, v nichž tyto instituce občané nemají k dispozici: )0( )0()1( 0 = == - = Di DiDi Q QQ (4) Logaritmováním rovnice (3) a odhadem příslušných parametrů na základě využití dat ze všech 26 švýcarských kantonů (i = 1, 2, ..., 26) získali autoři studie pro rok 1989 následující výsledky16 : ln(Q) = - 1.950 (1.56) + 0.646** ln(L) (2.82) + 0.219(*) ln(H) (1.80) + 0.211* ln(K) 15 Pomocná proměnná D nabývá hodnoty 1 celkem v 16 švýcarských kantonech. 16 K podrobnostem způsobu odhadu jednotlivých parametrů a k přesnému popisu dat viz L. P. Feld a M. R. Savioz (1997, s. 515). (2.20) + 0.154* D (2.08) + , R2 = 0.986, SER = 0.145, FG = 21 Zatímco je parametr proměnné lidský kapitál odlišný od nuly jen na hladině významnosti 10 % (tj. statistická významnost tohoto parametru činí 90 %), jsou parametry ostatních proměnných ­ včetně pomocné proměnné D zachycující vliv nástrojů přímé demokracie - statisticky významné na úrovni 95 %. Hodnotu parametru proměnné D lze interpretovat tak, že v kantonech s nástroji přímé demokracie v rozpočtových záležitostech je hrubý domácí kantonální produkt na práceschopného obyvatele ­ ceteris paribus ­ o 15 % vyšší než v kantonech, v nichž občané těmito nástroji nedisponují. Uvedený model byl znovu testován za pomoci panelové analýzy opírající se o data z jednotlivých kantonů za období 1982 ­ 1993. Díky tomuto postupu, který nabídl k testování modelu 312 pozorování, tak mohly být zkoumané vlivy statisticky mnohem lépe zabezpečeny. ln(Q) = - 1.484** (10.44) + 0.729** ln(L) (35.95) + 0.164** ln(H) (12.84) + 0.123** ln(K) (11.67) + 0.054** D (5.66) + , R2 = 0.990, SER = 0.123, FG = 307 Parametr pomocné proměnné D dosahuje ve srovnání s předchozím testem (5) nižší hodnoty ­ ,,jen" 0.054, na druhé straně je nyní tento výsledek mnohem více statisticky signifikantní: nulová hypotéza, že nástroje přímé demokracie nemají vliv na výši hrubého domácího kantonálního produktu, může být zamítnuta dokonce na hladině významnosti jediného procenta. Statistická evidence tak dokládá, že v kantonech, kde existují možnosti přímé participace občanů při rozhodování o fiskální hospodářské politice, je hrubý domácí kantonální produkt na práceschopného občana ­ ceteris paribus- o 5.4 % vyšší, než ve spíše representativně demokratických kantonech, v nichž občané tyto možnosti nemají. Takto zjištěný zřetelný a navíc statisticky vysoce významný rozdíl v alokační efektivnosti mezi kantony s prvky přímé demokracie v rozpočtových záležitostech a mezi kantony spíše representativně demokratickými lze považovat za zásadní závěr studie a současně za významný příspěvek ke komparativní institucionální analýze nové politické ekonomie. V této studii byla relativně uspokojivě věnována pozornost i nejistotě o směru kausality, která je nutně přítomna ve všech ekonometrických výzkumech. Konkrétně si autoři položili otázku, zda si bohatší kantony nemohou dovolit více přímé demokracie. Tuto hypotézu bylo možno statisticky signifikantně zamítnout. Vliv přímé demokracie navíc výrazněji neoslabilo ani zahrnutí dalších vysvětlujících proměnných. Práce tohoto typu bezesporu výrazně přispívají k hledání odpovědi na otázku, zda vedou nástroje přímé demokracie k efektivnější běžné hospodářské politice z hlediska preferencí voliče mediána. Přesto lze argumentovat, že kriterium efektivnosti je použito v příliš zúženém smyslu, než aby bylo možno označit výslednou politiku za racionálnější či lepší z hlediska konstituční volby racionálního individua mezi polopřímou a čistě representativní demokracií. Kritika se v této souvislosti může opírat především o následující dva významné aspekty. Nejprve je třeba zdůraznit, že výsledky studie Felda a Savioze (1997) sice svědčí o vyšší alokační efektivnosti hospodářství v systému polopřímé demokracie ve srovnání s demokracií čistě representativní. Studie však neřeší otázku rozdělování vytvořeného produktu, ačkoliv právě problém rozdělování může hrát při posuzování efektivnosti hospodářské politiky z hlediska preferencí voliče mediána klíčovou roli. Dále lze argumentovat, že jde občanům v oblasti politiky o víc než ,,jen" o materiální aspekty. Z hlediska hospodářsko-politického poradenství v konstituční rovině má proto zásadní význam třetí skupina empirických prací, které čelí uvedeným námitkám tím, že se zaměřují přímo či nepřímo na kategorii spokojenost občanů jako konečnou cílovou společensko-ekonomickou kategorii. 3.3. Vliv nástrojů přímé demokracie na efektivnost hospodářské politiky z hlediska spokojenosti občanů Ekonometrické studie zkoumající vliv nástrojů přímé demokracie na kategorii vyjadřující celkovou spokojenost občanů je možné považovat za zásadní empirický podklad nové politické ekonomie pro konstituční rozhodování racionálního jedince mezi institucemi polopřímé a representativní demokracie. Nepřímo je možné zkoumat vliv institucí přímé demokracie na spokojenost občanů např. sledováním cen nemovitostí. Ceny nemovitostí jsou dobrými indikátory spokojenosti občanů, neboť tam, kde jsou lidé s politikou spokojenější, ceteris paribus chtějí raději žít, což tlačí ceny nemovitostí vzhůru. Korelaci vyšší míry přímé demokracie s vyššími cenami nemovitostí ukázal pro USA Santerre (1986). Jiný způsob nepřímého odhadu spokojenosti občanů s hospodářskou politikou představuje výzkum daňové morálky. Vychází se přitom z interpretace, že tam, kde jsou občané s hospodářskou politikou spokojenější, ceteris paribus jsou i ochotnější platit daně, resp. se nevyhýbat daňovým povinnostem. Pozitivní vliv nástrojů přímé demokracie na daňovou morálku vyplývá z ekonometrických studií autorů H. Weck ­ Hannemann, W. Pommerehne (1989) a B. S. Freye (1997). Za přelomovou práci ve výzkumu vlivu institucí na spokojenost občanů je považována studie autorů Stutzera a Freye (2000), kteří objevili pozitivní vztah mezi rozsahem nejrůznějších aspektů přímé demokracie a subjektivním pocitem spokojenosti občanů (happiness),17 explicitně zjištěným rozsáhlým průzkumem veřejného mínění ve švýcarských kantonech. 18 Tato studie navazuje na výzkum vlivu demografických a ekonomických faktorů na kategorii štěstí, jemuž je od konce devadesátých let minulého století věnována na půdě ekonomické teorie stále větší pozornost. Dle autorových informací představuje práce A. Stutzera a B. S. Freye první pokus o ekonometrické prověření vlivu rozsahu a podoby demokracie jako zásadního institucionálního faktoru na kategorii subjektivně pociťované spokojenosti občanů se životem.19 17 V dalším budou pojmy štěstí a celková spokojenost občanů se životem používány (obdobně jako v prezentované studii Stutzera a Freye (2000)) jako synonyma. 18 Jak píší sami autoři, představuje kategorie štěstí uspokojivou empirickou aproximaci individuálního užitku. 19 Determinanty štěstí bývají obvykle analyzovány za předpokladů, že je štěstí kardinálně měřitelné a že jsou subjektivní hodnocení jednotlivců Autoři formulují následující hypotézu: Čím rozvinutější jsou nástroje přímé demokracie (měřeno na základě indexu vyjadřujícího míru participačních práv stupnicí od jedné do šesti) v daném švýcarském kantonu, tím spokojenější jsou jeho obyvatelé. Empirický výzkum je založen na výsledcích dotazníkového šetření více než 6000 obyvatelů Švýcarska, které proběhlo v letech 1992 ­ 1994. Závislá proměnná označovaná jako ,,štěstí" byla zjišťována následujícím dotazem: ,,Jak jste v současnosti celkově spokojen s Vaším životem?" Současně s tímto dotazem byla respondentovi předložena stupnice od 1 (naprostá nespokojenost) do 10 (naprostá spokojenost), do níž se měl respondent zařadit podle odpovědi na výše položenou otázku. Z takto provedeného dotazníkového šetření vyplynul vysoký stupeň spokojenosti obyvatel Švýcarska charakterizovaný průměrnou hodnotou 8.2. Ne méně než 29 % respondentů udalo naprostou spokojenost se životem, 17 % zvolilo 9 a 27 % 8 bodů výše uvedené stupnice. Do tří nejnižších skupin se zařadilo vždy méně než 1 % dotazovaných; tyto tři třídy byly proto v rámci následné ekonometrické analýzy agregovány. Popsaná data byla analyzována za pomoci váženého20 modelu ,,Ordered Probit", který předpokládá ordinální stupnici endogenní proměnné.21 Vedle endogenní proměnné ,,štěstí" a z hlediska formulované hypotézy hlavní exogenní proměnné ,,rozsah participačních práv" byl v odhadované rovnici zohledněn vliv celé řady demografických a ekonomických faktorů jako kontrolních proměnných. Z osobnostních charakteristik respondentů byl odhadnut vliv věku, pohlaví, národnosti, dosažené úrovně vzdělání, zdraví, rodinného stavu, typu domácnosti a pracovně-právního statusu. Z ekonomických proměnných byly zohledněny individuální nezaměstnanost a důchodová situace domácnosti. interpersonálně srovnatelná. Jak známo, jde o předpoklady, které jsou z hlediska soudobého paradigmatu ekonomické teorie zásadně odmítány. Zatímco je možné problém kardinální interpretace subjektivních proměnných obejít za pomoci statistických metod pracujících s ordinální stupnicí, předpoklad interpersonální srovnatelnosti subjektivně stanoveného stupně spokojenosti se životem nabízí prostor k oprávněným metodologickým výhradám k výzkumu štěstí. 20 Volba vah byla stanovena tak, aby bylo možné považovat získané výsledky pro Švýcarsko za representativní. Blíže ke konstrukci vah viz Frey a Stutzer (2000). 21 Autoři studie použili k odhadu mikroekonomické funkce štěstí i váženou metodu nejmenších čtverců, která předpokládá kardinální stupnici hodnot endogenní proměnné. Aplikace této metody vedla k velmi obdobným závěrům jako odhad pomocí vážené metody Ordered Probit. Výsledky studie o vlivu institucí přímé demokracie jsou robustní vzhledem k použité metodě jejich odhadu. Graf č. 1: Korelace mezi přímými participačními právy občanů a průměrnou celkovou spokojeností občanů v jednotlivých kantonech Švýcarska 7,6 7,8 8 8,2 8,4 8,6 8,8 9 9,2 9,4 0 1 2 3 4 5 6 Index přímých participačních práv Průměrnáspokojenostobčanů Zdroj: Frey, B., S., Stutzer, A., (2000) Z grafu č. 1 lze na první pohled intuitivně pozorovat jednoduchou korelaci mezi indexem participačních práv a průměrně vyjadřovanými hodnotami spokojenosti obyvatel v jednotlivých kantonech. Znázorněný shluk jednotlivých bodů ukazuje na pozitivní souvislost obou proměnných. V rámci vícenásobné regrese je pak nastíněná souvislost statisticky dále zkoumána, tzn. je analyzováno, zda nevysvětlují jiné faktory rozdíly ve spokojenosti obyvatel jednotlivých kantonů lépe. Tabulka č. 1: Přímá demokracie a celková spokojenost občanů ve Švýcarsku Parametr T-hodnota Mezní efekt (Index=10) Konstanta 2,220** 28,161 0,739 (a) demografické proměnné věk 30 - 39 věk 40 - 49 věk 50 - 59 věk 60 - 69 věk 70 - 79 věk 80 a starší ženy cizinci středoškolské vzdělání vysokoškolské vzdělání špatný zdravotní stav svobodné ženy svobodní muži páry s dětmi svobodné matky, nebo otcové ostatní domácnosti kolektivní domácnosti osoby samostatně výdělečně činné ženy nebo muži v domácnosti jiné zaměstnání -0,059* 0,027 0,013 0,302** 0,434** 0,451** 0,045 -0,249** 0,023 0,019 -0,679** -0,221** -0,171** -0,102** -0,280** -0,152** -0,391** 0,078** 0,169** -0,025 -2,378 1,017 0,511 5,071 6,476 4,555 2,378 -12,328 1,183 0,672 -35,140 -7,388 -4,957 -4,584 -4,692 -4,657 -3,703 3,219 6,861 -0,724 -0,020 0,009 0,004 0,101 0,145 0,150 0,015 -0,083 0,008 0,006 -0,226 -0,074 -0,057 -0,034 -0,093 -0,051 -0,130 0,026 0,056 -0,009 (b) Ekonomické proměnné nezaměstnaní příjem CHF 1000 ­ 2000 CHF 2000 ­ 3000 CHF 3000 ­ 4000 CHF 4000 ­ 5000 CHF 5000 ­ 6000 CHF 6000 a více -0,782** -0,102 -0,014 0,082 0,187** 0,231** 0,134(*) -18,305 -1,422 -0,235 1,371 3,086 3,685 2,160 -0,260 -0,034 -0,005 0,027 0,062 0,077 0,045 (c) Institucionální proměnné přímá participační práva 0,081** 11,341 0,027 počet pozorování 6095 Log-pravděpodobnostní funkce -9963,463 Chi2 (40) / Chi2 (42) 1025,113 McFadden R2 0,045 Poznámka: Odhad váženou metodou Ordered Probit. Závislá proměnná: spokojenost se životem na škále od 1 do 8. (stupně 1,2 a 3 jsou sloučeny). Referenční skupiny představují ,,lidé mladší 30 let", ,,muži", ,,Švýcaři", ,,lidé se základním vzděláním", ,,zdraví lidé", ,,páry", ,,zaměstnanci", a ,,lidé s příjmem do 1000 CHF". Dále bylo kontrolováno pět proměnných daných velikostí obce a sedm proměnných podle typu obce (nejsou uvedeny v tabulce). Hladiny významnosti: (*) 0,05< p < 0,10; * 0,01< p < 0,05; ** p < 0.01; Zdroj: Frey, B., S., Stutzer, A., (2000) Tabulka č. 1 udává hlavní výsledky základního modelu studie Stutzera a Freye (2000). Vedle parametrů a hodnot jejich t-statistik jsou prezentovány i marginální efekty jednotlivých vysvětlujících proměnných na nejvyšší třídu vysvětlované proměnné (charakterizovanou hodnotou deseti bodů a znamenající, že respondent vyjádřil naprostou spokojenost se životem). Z tabulky č. 1 je patrné, že řada demografických a ekonomických proměnných, stejně jako z hlediska výzkumu zásadní institucionální proměnná ,,index participačních práv", mají ceteris paribus statisticky významný vliv na štěstí občanů. Znaménka jednotlivých parametrů udávají vždy směr vlivu příslušného faktoru na pravděpodobnost dosažení hodnoty štěstí ve výši deseti bodů.22 Výši vlivu příslušného faktoru lze posoudit na základě udaného marginálního efektu. Tento efekt vyjadřuje změnu podílu obyvatel Švýcarska v třídě charakterizované nejvyšší spokojeností se životem, pokud se příslušná vysvětlující proměnná zvýší o jednotku, resp. nabude hodnoty jedna v případě Dummy proměnné. Analogicky lze význam marginálního efektu interpretovat jako hodnotu, která vyjadřuje, o kolik se změní pravděpodobnost, že se obyvatelé zařadí do skupiny zcela spokojených při změně vysvětlující proměnné o jednotku. Změna je v případě zkoumaných ekonomických a demografických proměnných měřena vždy proti příslušné referenční skupině. Co se týče demografických a ekonomických faktorů, které v uvedeném modelu plní funkci kontrolních proměnných, odpovídají výsledky jejich vlivu na štěstí obyvatel Švýcarska obdobným studiím provedeným pro jiné země.23 Zejména jde o vysoce statisticky signifikantní a značně negativní vliv individuální nezaměstnanosti a relativně slabý pozitivní vliv důchodu na spokojenost občanů. Hlavní vysvětlující proměnná ­ rozsah participačních práv ­ má statisticky signifikantní pozitivní efekt na spokojenost občanů, což znamená, že hlavní výsledek modelu je v souladu s uvedenou hypotézou. Dotazovaní, kteří žijí v kantonech s relativně vyšším 22 Obecně vyjadřuje parametr s pozitivním znaménkem, že osoba s příslušnou charakteristikou udá s vyšší pravděpodobností buď vyšší nebo stejnou úroveň celkové spokojenosti se životem, než která odpovídá určité hodnotě indexu. 23 Viz např. Oswald (1997). zastoupením participačních práv (hodnota indexu participačních práv 5), se označují za naprosto spokojené s pravděpodobností o 8,1% vyšší, než ti občané, kteří disponují nástroji přímé demokracie v relativně omezenějším rozsahu (hodnota indexu participačních práv 2).24 Za pozornost stojí kvantitativní výše tohoto vlivu. Rozsah přímé demokracie má vyšší vliv na pravděpodobnost, že se příslušný dotazovaný zařadí do kategorie nejspokojenějších občanů, než jaký je spojen s přesunem dotazovaného z nejnižší příjmové skupiny k nejbohatším občanům. Možnost opačného směru kauzality statisticky podložené souvislosti mezi spokojeností občanů a rozsahem participačních práv postrádá teoretickou fundaci. Participační práva občanů ve formě referend a iniciativ se ve Švýcarsku začala rozvíjet v polovině devatenáctého století. Zásadní roli přitom sehrála politická hnutí, v rámci nichž občané bojovali za přijetí nástrojů přímé demokracie, aby tak získali politickou sílu proti svévolným rozhodnutím kantonálních parlamentů a vlivu průmyslových lobby na politickou representaci (Kölz, 1998). Z uvedené historické perspektivy tak nelze považovat rozsah participačních práv občanů v jednotlivých kantonech za výsledek míry jejich spokojenosti se životem. Zjištěný vliv přímé demokracie se v rámci další analýzy ukázal jako robustní. Zůstává statisticky signifikantní i po zahrnutí řady dodatečných faktorů včetně kulturních (jazykových). Proměnná vyjadřující rozsah nástrojů přímé demokracie si v zásadě uchovává pozitivní znaménko rovněž při nejrůznějších konstrukcích indexu participačních práv. Přitom vyšlo najevo, že pro spokojenost občanů je zvláště důležitá instituce iniciativy25 a že nástroje přímé demokracie rozvinou své pozitivní účinky na spokojenost občanů tím více, čím nižší je požadované absolutní množství podpisů a delší doba pro jejich sběr.26 Autoři výzkumu též empiricky odpověděli na otázku, zda nejsou pozitivní účinky přímé demokracie omezeny pouze na určité privilegované skupiny obyvatel. Tato otázka má zřejmě zásadní význam pro konstituční volbu racionálního jedince mezi polopřímou a čistě representativní demokracií. Pokus o empirické prověření otázky, kdo profituje z nástrojů přímé demokracie, je možné považovat za 24 Změna pravděpodobnosti vyplývá ze zvýšení indexu participačních práv o 3 jednotky při velikosti marginálního efektu 2,7 %. 25 Pokud byly v rámci konstrukce indexu participačních práv více váženy právě tyto instituce (na úkor institucí referend), dosahoval parametr indexu nejvyšších hodnot. 26 Tento závěr se opírá o zjištění relativně vyšší úrovně statistické významnosti vlivu indexu participačních práv, pokud byla v rámci jeho konstrukce přiřazena relativně vyšší váha právě absolutnímu množství požadovaných podpisů a omezení doby pro jejich sběr. významný příspěvek k řešení problému, který z uvedených institucionálních systémů lépe odpovídá preferencím voliče mediána. Za účelem prozkoumání rozdělení pozitivních efektů přímé demokracie na vyjádřenou úroveň spokojenosti analyzují Frey a Stutzer tento vliv na jednotlivé skupiny osob sdílejících společné charakteristiky ve vztahu k pohlaví, vzdělání, pracovně-právnímu statusu a důchodové úrovni.27 Prospěch z nástrojů přímé demokracie je nižší u žen než u mužů, tento rozdíl však není statisticky významný. Dále neexistují prokazatelné rozdíly v efektech, jakými zvyšují nástroje přímé demokracie spokojenost se životem, ani mezi skupinami rozdělenými podle kriteria dosaženého stupně vzdělání, ani mezi skupinami rozdělenými podle pracovně právního statusu. Rovněž analýza, zda přímá demokracie nepřispívá více (nebo naopak méně) k růstu štěstí těch příjemců, kteří mají relativně vysoké důchody, zatímco by na příjemce relativně nízkých důchodů působila právě opačným směrem, neprokázala statisticky významné rozdíly mezi jednotlivými skupinami seřazenými podle výše důchodů. Pozitivní efekt nástrojů přímé demokracie na výsledky politickoekonomických procesů se zdá být rozložen velmi rovnoměrně mezi jednotlivé sociální skupiny.28 Tento závěr umožňuje využít výsledky studie autorů Stutzera a Freye o pozitivním vlivu nástrojů přímé demokracie na celkovou spokojenost občanů se životem jako empirický argument podporující hypotézu, že nástroje přímé demokracie vedou k lepším výsledkům hospodářské politiky z hlediska preferencí voliče mediána. 27 Technicky je analýza založena na zahrnutí interaktivních proměnných do odhadovaného modelu (dodatečně k demografickým a ekonomickým proměnným). Interaktivní proměnné jsou součinem dummy proměnných týkajících se jednotlivých osobnostních charakteristik a indexu participačních práv. 28 Významné rozdíly byly zjištěny v míře, v jaké nástroje přímé demokracie přispívají ke spokojenosti obyvatel Švýcarska, mezi švýcarskými občany a cizinci žijícími ve Švýcarsku. Cizinci profitují z institucí přímé demokracie přibližně o 2/3 méně než Švýcaři. Tento rozdíl vysvětlují autoři existencí procesního užitku plynoucího z participačních práv, kterými disponují pouze švýcarští občané. Cizinci žijící ve Švýcarsku sice využívají pozitivního vlivu nástrojů přímé demokracie na ,,výsledky" politicko-ekonomických procesů, jsou však vyloučeni z účasti na iniciativách a referendech ­ nemohou tedy realizovat ,,procesní" užitek. Vzhledem k tomu, že neexistuje evidence, že by švýcarští občané využívali nástroje přímé demokracie v kantonech s vyšším rozsahem participačních práv k diskriminaci cizinců, lze předpokládat, že cizinci profitují z výsledků institucí přímé demokracie ve stejné míře jako Švýcaři. Frey a Stutzer (2000) tak odhadují velikost procesního užitku na celé 2/3 celkového pozitivního vlivu iniciativ a referend na spokojenost občanů se životem. Interpretace výzkumu štěstí jako přijatelné aproximace individuálního užitku přirozeně nabízí značný prostor k metodologickým výhradám. Frey a Stutzer (2000) však v této souvislosti uvádějí, že existuje mnoho nepřímé evidence, že lze interpersonální srovnatelnost považovat za spíše teoretický než praktický problém. Podle nich vykazuje měření subjektivní spokojenosti občanů vysokou míru konzistence, spolehlivosti a validity. Navíc jejich ekonometrický odhad funkce štěstí nesleduje praktické uplatnění v rámci běžné hospodářské politiky. Přestože je možné se zmocňovat výsledků výzkumu štěstí i v rámci běžné hospodářské politiky plodným způsobem, nelze zřejmě doporučit využívání odhadů jednotlivých parametrů k maximalizaci vyvinuté mikroekonomické funkce štěstí ve smyslu maximalizace celospolečenské funkce blahobytu. Tomu brání zásadní poznatky nové politické ekonomie ­ Arrowoúv teorém nemožnosti provádět eticky uspokojivou kardinalizaci - a dále chybějící motivace politických representantů k realizaci hospodářské politiky v souladu s preferencemi voličů. Nosné využití výzkumu štěstí nabízí přístup konstituční ekonomie, který umožňuje překonat jak problém nemožnosti eticky uspokojivé kardinalizace, tak problém chybějící motivace politických representantů jako nositelů hospodářské politiky. Konstituční ekonomie přesměrovává zbytečné úsilí o bezprostřední determinaci společensky optimálního výstupu k tvarování politicko-ekonomických procesů prostřednictvím nastavování jednotlivých institucí v rovině společenského konsensu. Hlavní přínos výsledků institucionálního výzkumu štěstí tak lze spatřovat v odhalování jednotlivých determinant štěstí jako zásadní informace, kterou může hospodářsko-politický poradce nabídnout pro konstituční volbu institucí. 4. K RELEVANCI ZÁVĚRŮ EMPIRICKÉHO VÝZKUMU VLIVU NÁSTROJŮ PŘÍMÉ DEMOKRACIE NA HOSPODÁŘSKOU POLITIKU Z hlediska rozhodování racionálních jedinců za závojem nejistoty, kdy tito zvažují vlastnosti alternativních konstitučních pravidel (vlastnosti institucí přímé a representativní demokracie), je zapotřebí zdůraznit ještě jednu souvislost. Síla vlivu pozitivních vlastností referend a iniciativ ve vztahu k vlastnostem čistě representativní demokracie je ve skutečnosti zřejmě vyšší než vyplývá z výsledků uvedených ekonometrických studií. V této souvislosti je možné uvést dvě příčiny. První příčinou je skutečnost, že uvedené ekonometrické studie vycházejí ze srovnávání podobných územních jednotek, jejichž političtí představitelé usilují o uspokojování potřeb voličů v rámci federalistické soutěže. Pokud je v důsledku silnějšího zastoupení prvků přímé demokracie v určitém kantonu výsledkem rostoucí konkurence na politickém trhu a tedy i politika lépe odrážející preference občanů, jsou díky federalistické konkurenci nuceni i zastupitelé v representativnědemokratických kantonech dbát ve větší míře na spokojenost svých voličů. Presentované ekonometrické výzkumy však kvantifikují jen ty rozdíly, které mezi jednotlivými územními jednotkami zůstávají i po přizpůsobeních, které jsou vynuceny existencí federalistické konkurence. Druhá příčina leží v nezohlednění nepřímých efektů iniciativ a referend na výsledky hospodářské politiky. Protože jsou uvedené ekonometrické analýzy založeny na vícenásobné regresi, nemohou zachytit efekty nástrojů přímé demokracie na ostatní vysvětlující proměnné. Zmíněná studie Felda a Savioze (1997) například nezahrnuje vliv institucí přímé demokracie na vybavenost daného kantonu výrobními faktory, neboť vícenásobná regrese kvantifikuje vliv rozsahu přímé demokracie a vliv vybavenosti výrobními faktory v daném kantonu odděleně. 5. ZÁVĚR Závěrem tohoto příspěvku lze konstatovat, že uvedené utřídění a shrnutí soudobých poznatků ekonometrického výzkumu na poli komparace polopřímé a čistě representativní demokracie ve svém souhrnu nabízí pro konstituční volbu občanů významnou pomoc při posuzování relevance protichůdných teoretických argumentů týkajících se vlivu institucí přímé demokracie na hospodářskou politiku. Přestože je ve výše uvedených studiích míra přímé demokracie rozdílně operacionalizována, výsledky empirického výzkumu výrazně podporují teoretické úvahy nejen o přednostech iniciativ a referend z hlediska kvality fungování politického trhu, ale dokonce i hypotézu o efektivnější běžné hospodářské politice z hlediska preferencí voliče mediána. Navíc zřejmě neexistují seriózní ekonometrické studie, které by svědčily v neprospěch vlastností polopřímé demokracie ve smyslu jejího vlivu na kvalitu politicko-ekonomických procesů. Ekonometrické studie separující vliv nástrojů přímé demokracie na jednotlivé charakteristiky a výsledky hospodářské politiky tak nepřímo vypovídají i o empirické relevanci většiny kritických argumentů proti možnostem referend a iniciativ a o síle významu kriteria kvality politické soutěže pro komparaci konstitučních pravidel. Přestože lze předpokládat obecně pozitivní vliv nástrojů přímé demokracie na kvalitu politické konkurence a efektivnost hospodářské politiky z hlediska voliče mediána, je při interpretaci uvedených ekonometrických studií zapotřebí respektovat jejich omezenou vypovídací schopnost vzhledem k jejich spojení s kulturními podmínkami Švýcarska a USA. V rámci národních specifik mohou zřejmě existovat odlišné možnosti a meze nástrojů přímé demokracie pro hospodářskou politiku. Optimální stupeň přímé demokracie se může lišit jak v závislosti na specifických národních podmínkách, tak i na čase. 6. POUŽITÁ LITERATURA BUCHANAN, J. M. (1992): Doména konstituční ekonomie. Politická ekonomie 1992, č. 2, str. 439 - 450, 1992. BRENNAN, G. ­ HAMLIN, A: (2000): Democratic Devices and Desires. Cambridge, C.U.P., 2000. CRONIN, T. E. (1989): Direct Democracy: The Politics of Initiative, Referendum, and Recall. Cambridge, Harvard University Press, 1989. DOWNS, A. (1957): An Economic Theory of Democracy. New York: Harper and Row, 1957. EICHENBERGER, R. (1999): Mit direkter Demokratie zu besserer Wirtschafts - und Finanzpolitik: Theorie und Empirie. In: Hans Herbert von Arnim (eds.): Adäquate Institutionen: Voraussetzung für ,,gute" und bürgernahe Politik? Berlin, Duncker&Humboldt, str. 259 - 288, 1999. EICHENBERGER, R. ­ FREY, B. S. (2002): Democratic Governance for a Globalized World. Kyklos 55, str. 265 - 289, 2002. EICHENBERGER, R. ­ FREY, B. S. (1998): Ein neuer demokratischer Föderalismus für Europa. In: KÖNIG, T.; ELMAR, R.; SCHMITT, H. (eds.): Europa der Bürger? Voraussetzungen, Alternativen, Konsequenzen. Manheimer Jahrbuch für Europäische Sozialforschung, str. 21 - 43. 1998. FELD, L. S. ­ SAVIOZ, M. R. (1997): Direct Democracy Matters for Economic Performance: An Empirical Investigation. Kyklos 50, str. 507 - 538, 1997. FELD, L. S. ­ SAVIOZ, M. R. (1998): Vox Populi, Vox Bovi? Ökonomische Auswirkungen direkter Demokratie. In: Grötzinger, G., Panther, S. (eds.): Konstitutionelle Politische Ökonomie. Sind unsere gesellschaftlichen Regelsysteme in Form und guter Verfassung? Marburg - Metropolis, str. 29 - 80, 1998. FREY, B. S. (1997b): Political Business Cycles. New York, Edward Elgar Publishing, 1997. FREY, B. S. ­ BOHNET, I. (2001): Democracy by Competion: Referenda and Federalism in Switzerland. In: Elazar, D. J. (ed.): Commonwealth: The Other Road to Democracy. The Swiss Model of Democratic Self - Goverment, Lexington Books, str. 153­156, 2001. FREY, B. S. ­ GOETTE, L. (1998): Does the Popular Vote Destroy Civil Rights? American Journal of Political Science 42, str. 1343 ­ 1348, 1998. FREY, B. S. ­ KIRCHGÄSSNER, G. (1994): Demokratische Wirtschaftspolitik, München, Verlag Vahlen, 1994. FREY, B. S. ­ STUTZER, A. (2000): Happiness, Economy and Institutions. Economic Journal 110 (466), str. 918 ­ 938, 2000. FREY, B. S. ­ STUTZER, A. (2001): What Can Economists Learn from Happiness Research? CESifo Working Paper No. 503, str. 1 - 38, 2001. FREY, B. S. ­ STUTZER, A. (2003): Direct Democracy: Designing a Living Constitution. Intitute for Empirical Research in Economics, University of Zurich, Working Paper No. 167, str. 1 - 48, 2003. GAMBLE, B. S. (1997): Putting Civil Rights to a Popular Vote. American Journal of Political Science 41, str. 245 ­ 269, 1997. GERBER, E. R. (1996): Legislativ Response to the Threat of Initiatives. American Journal of Political Science 40, str. 99 - 128, 1996. GERBER, E. R. (1999): The Populist Paradox: Interest Group Influence and the Promise of Direct Legislation. Princenton, Princenton University Press, 1999. GROSS, A. ­ KAUFMANN, B. (2002): IRI Europe Country Index on Citizen Lawmaking. Amsterdam, IRI (Initiative and Referendum Insitute Europe), 2002. KIRCHGÄSSNER, G. ­ FELD, L. ­ SAVIOZ, M. R. (1999): Die direkte Demokratie: Modern, erfolgreich, entwicklungs - und exportfähig. Helbing und Lichtenhahn/ Vahlen, 1999. KÖLZ, A., (1998): Der Weg der Schweiz zum modernen Bundestaat. Historische Abhandlungen. Rüegger, Chur, Zürich, 1998. MUELLER, D. C. (1996): Constitutional Democracy. New York, Oxford University Press, 1996. NORDHAUS, W. D. (1997): Alternative Approaches to Political Business Cycles. In: B. S. Frey (ed.): Political Business Cycles. New York, Edward Elgar Publishing, str. 40 ­ 91, 1997. OFFE, C. (1998): Vox Populi und die Verfassungsökonomik. In: Grötzinger, G., Panther, S. (eds.): Konstitutionelle Politische Ökonomie. Sind unsere gesellschaftlichen Regelsysteme in Form und guter Verfassung? Marburg - Metropolis, str. 81 ­ 88, 1998. OSWALD, A. (1997): Happiness and Economic Performance. Economic Journal 107 (445), str. 1815 ­ 1831, 1997. POMMEREHNE, W. W. (1978): Institutional Approaches to Public Expenditure: Empirical Evidence from Swiss Municipalities. Journal of Public Economics 9, str. 255 ­ 280, 1978. POMMEREHNE, W. W. (1983): Private versus öffentliche Müllabfuhr ­ nochmals betrachtet. Finanzarchiv 41, str. 466 - 475, 1983. POMMEREHNE, W. W. ­ FREY, B. S. (1979): Ökonomische Theorie der Politik. Springer - Verlag, 1979. POMMEREHNE, W. W. ­ FREY, B. S. (1983): The Effects of Tax Administration on Tax Morale. Unpublished manuscript, Department of Economics, University of the Saar, 1993. SANTERRE, R. E. (1986): Representative versus direct democracy: A Tibout test of relative performance. Public Choice 48, str. 58­ 63, 1986. SEIPEL, M. ­ MAYER, T. (1997): Triumph der Bürger! Mehr Demokratie in Bayern ­ und wie es weiter geht. München, Mehr Demokratie e. V, 1997. SCHNEIDER, F. - FREY, B. S. (1997): Politico - Economic Models of Macroeconomic Policy. In: B. S. Frey (ed.): Political Business Cycles. New York, Edward Elgar Publishing, str. 3 - 39, 1997. SCHNEIDER, F. ­ POMMEREHNE, W. W. ­ FREY, B. S. (1981): Politico - Economic Interdependence in a Direct Democracy: The Case of Switzerland. In: Douglas A. Hibbs, Jr., and Heino Fassbender (eds.): Contemporary Political Economy. Amsterdam: North - Holland, str. 231 ­ 248, 1981. STUTZER, A. (1999): Demokratieindizes für die Kantone der Schweiz. Working Paper No. 23, Institute for Empirical Research in Economics, 1999. STUTZER, A. - FREY, B. S. (2000): Stärkere Volksrechte ­ Zufriedenere Bürger. Schweizerische Zeitschrift für Politikwissenschaft, Vol. 6, Issue 3, Autumn 2000. WECK - HANNEMANN, H. - POMMEREHNE W. W. (1989): Einkommensteuerhinterziehung in der Schweiz: Eine empirische Analyse. Schweizerische Zeitschrift für Volkswirtschaft und Statistik 125, str. 515 ­ 556, 1989. WITTMANN, W. (1998): Die Schweiz: Ende eines Mythos. München, Wirtschaftsverlag Langen Müller/Herbig, 1998.