sveuČiliŠte u rijeci ekonomski fakultetoliver.efri.hr/zavrsni/158.b.pdf · izvor: makroekonomija,...

SVEUČILIŠTE U RIJECI

EKONOMSKI FAKULTET

Andrea Ljubotina

MODELIRANJE DUGOROČNE POVEZANOSTI POTROŠNJE I

DOHOTKA U REPUBLICI HRVATSKOJ I REPUBLICI ČEŠKOJ U

RAZDOBLJU OD 2000. DO 2012. GODINE

DIPLOMSKI RAD

Rijeka, 2013.

SVEUČILIŠTE U RIJECI

EKONOMSKI FAKULTET

MODELIRANJE DUGOROČNE POVEZANOSTI POTROŠNJE I

DOHOTKA U REPUBLICI HRVATSKOJ I REPUBLICI ČEŠKOJ U

RAZDOBLJU OD 2000. DO 2012. GODINE

DIPLOMSKI RAD

Predmet: Statističke metode za poslovno odlučivanje

Mentor: dr. sc. Ana Štambuk

Student: Ime i prezime: Andrea Ljubotina

Studijski smjer: Poduzetništvo

JMBAG: 0081111545

Rijeka, srpanj 2013.

SADRŽAJ 1. UVOD .......................................................................................................................... 1

1.1. PREDMET ISTRAŢIVANJA ............................................................................... 1

1.2. SVRHA I CILJ ISTRAŢIVANJA ......................................................................... 1

1.3. METODE ISTRAŢIVANJA ................................................................................. 2

1.4. STRUKTURA RADA ........................................................................................... 2

2. POJAM FUNKCIJE POTROŠNJE ......................................................................... 3

2.1. TEMELJNI OBLICI FUNKCIJE POTROŠNJE ................................................... 4

2.1.1. Teorija apsolutnog dohotka (Keynesova funkcija potrošnje ili dugoročna

funkcija potrošnje) .................................................................................................... 4

2.1.2. Teorija relativnog dohotka.............................................................................. 5

2.1.3. Teorija permanentnog dohotka ....................................................................... 7

2.1.4. Teorija potrošnje ţivotnog ciklusa ................................................................. 8

3. GOSPODARSKA KRETANJA U REPUBLICI HRVATSKOJ I REPUBLICI

ČEŠKOJ ........................................................................................................................ 10

3.1. GOSPODARSKA KRETANJA U REPUBLICI HRVATSKOJ .................. 10

3.1.1. Bruto domaći proizvod ................................................................................. 11

4.1.2. Stopa nezaposlenosti..................................................................................... 13

3.1.3. Stopa inflacije ............................................................................................... 14

3.2. GOSPODARSKA KRETANJA U REPUBLICI ČEŠKOJ ........................... 16

3.2.1. Bruto domaći proizvod ................................................................................. 16

3.2.2. Stopa nezaposlenosti..................................................................................... 18

3.2.3. Stopa inflacije ............................................................................................... 19

4. IZGRADNJA MODELA FUNKCIJE POTROŠNJE ........................................... 20

4.1 . SPECIFIKACIJA MODELA ............................................................................. 20

4. 2. PRIKUPLJANJE PODATAKA ......................................................................... 21

5. ISTRAŢIVANJE DUGOROČNE POVEZANOSTI POTROŠNJE I

DOHOTKA ................................................................................................................... 27

5.1. ANALIZA VREMENSKIH SERIJA .................................................................. 27

5.2. TESTIRANJE KOINTEGRACIJE ..................................................................... 36

5.3. PROCJENA KOINTEGRACIJSKE REGRESIJE .............................................. 39

6. TESTIRANJE PRETPOSTAVKI MODELA ....................................................... 46

6.1. AUTOKORELACIJA ......................................................................................... 46

6.2. NORMALNOST GREŠAKA RELACIJE .......................................................... 48

10. ZAKLJUČAK ......................................................................................................... 50

POPIS LITERATURE ................................................................................................. 52

POPIS TABLICA I GRAFIKONA ............................................................................. 54

1

1. UVOD

1.1. PREDMET ISTRAŢIVANJA

Cilj svakog gospodarstva danas je smanjiti nezaposlenost i inflaciju, povećati nacionalni

dohodak te time uţivati blagostanje. U svrhu ispunjenja navedenih ciljeva ključna je

politika planiranog gospodarskog razvoja, a veliku ulogu u formuliranju ovakve politike

ima funkcija potrošnje. Upravo je ova funkcija predmet istraţivanja diplomskog rada.

Funkcija potrošnje prikazuje odnos izmeĎu razine potrošnje i raspoloţivog dohotka

neke zemlje, a ima veliku teorijsku i praktičnu vrijednost. Teorijsku vrijednost funkcije

potrošnje moguće je naći u radovima brojnih ekonomskih mislioca, a poseban doprinos

dinamičke i suvremene funkcije potrošnje dao je engleski ekonomist John Maynard

Keynes koji ju je prvi formulirao. Budući da je funkcija potrošnje usko povezana s

ukupnim gospodarskim kretanjima razumljivo je da su danas mnoga ekonomska

istraţivanja u razvijenim zemljama usmjerena upravo na praćenje i analizu ove funkcije.

U tu svrhu drţavne te meĎunarodne statističke institucije redovito prikupljaju i obraĎuju

podatke koji su direktno povezani sa funkcijom potrošnje, a sve u cilju uspješnog

provoĎenja ekonomske, socijalne te porezne politike.

1.2. SVRHA I CILJ ISTRAŢIVANJA

Svrha diplomskog rada jest modeliranjem funkcije potrošnje utvrditi dugoročnu

povezanost potrošnje i dohotka na primjeru Republike Hrvatske i Republike Češke za

razdoblje od 2000. do 2012. godine. Modeliranjem funkcije potrošnje ţeli se ostvariti

nekoliko usko povezanih ciljeva. Prvi je testiranje ekonomskih teorija i hipoteza, npr. je

li potrošnja dugoročno povezana s dohotkom? Drugi je pruţiti brojčane procjene

koeficijenata ekonomskih odnosa koji su bitni u procesu donošenja poslovnih odluka.

Treći te konačni cilj jest prognoziranje ekonomskih zbivanja. Na temelju prognoziranja

budućih ekonomskih zbivanja kao što je porast nezaposlenosti ili inflacije, moguće je

odrediti odgovarajuće korektivne mjere kako bi došlo do poboljšanja gospodarskog

stanja u budućnosti, ili pak kako ne bi došlo do pogoršanja.

2

1.3. METODE ISTRAŢIVANJA

Budući da je funkcija potrošnje obraĎena i teorijski i praktično, u radu će biti korišteno

nekoliko metoda istraţivanja. Teorijski dio biti će obraĎen pomoću metode kompilacije,

gdje će se funkcija potrošnje te njena podjela objasniti pomoću već utvrĎenih rezultata

te spoznaja objavljenih u znanstvenoistraţivačkim radovima. Prikupljanje podataka o

gospodarskim kretanjima provesti će se pomoću statističke metode koja analizira pojave

u gospodarstvu Hrvatske i Češke. Na temelju prikupljenih podataka i informacija

formulirat će se tablice i grafikoni nakon čega će se dati opći zaključci o zakonitostima

promatranih pojava. Budući da se podaci prikupljaju i obraĎuju za dvije zemlje, provest

će se i metoda komparacije. U praktičnom djelu koristit će se matematička metoda,

konkretno kvantitativna koja će omogućit ocjenjivanje kvantitativnih odnosa izmeĎu

odreĎenih varijabli na osnovu znanstveno utemeljenih teorija i podataka o

odgovarajućim varijablama. Pomoću metode dokazivanja pokušat će se utvrditi

istinitost postavljenih hipoteza, te će se konačno pomoću metode deskripcije donijeti

konkretan zaključak.

1.4. STRUKTURA RADA

S obzirom na navedene ciljeve, rad je podijeljen na nekoliko tematski povezanih cjelina.

Prvi dio rada posvećen je teorijskim pretpostavkama funkcije potrošnje koje uključuju

definiranje same funkcije te nekoliko njenih bitnih podjela. U nastavku su obraĎena

gospodarska kretanja Republike Hrvatske i Republike Češke unazad deset godina, a

posebno su izučene tri glavne varijable gospodarstva: bruto domaći proizvod, stopa

nezaposlenosti i stopa inflacije. Na temelju prikupljenih podataka za Republiku

Hrvatsku i Češku u razdoblju od 2000. do 2012. godine, provedeno je empirijsko

modeliranje na temelju kointegracijske regresije. Potom su ispitana statistička svojstva

dobivenih procjena, te je konačno u zaključku dana završna riječ o dobivenim

rezultatima, ali i o cjelokupnom radu općenito.

3

2. POJAM FUNKCIJE POTROŠNJE

Funkciju potrošnje predstavio je 1936. godine engleski ekonomist John Maynard

Keynes u svojem najpoznatijem djelu Općoj teoriji zaposlenosti, kamate i novca.

Predstavlja ključnu komponentu agregatne potraţnje te stoga ima izuzetan značaj u

ekonomskim analizama općenito, a u makroekonomiji posebice. Definira se kao

matematička formula koja pokazuje vezu izmeĎu raspoloţivog dohotka i potrošnje. Iako

potrošnja kućanstva ovisi o brojnim faktorima: bogatstvu, kamatnoj stopi, ţivotnom

stilu društva, dobi, spolu, itd., dohodak je primarna determinanta potrošnje, ali i štednje.

Najjednostavniji oblik funkcije potrošnje izraţava se kao:

C = f (Y), ∆𝐶/∆𝑌 > 0

gdje je C = potrošnja, a Y = raspoloţivi dohodak. (Dwivedi, 2010)

Funkcija potrošnje pozitivna je funkcija raspoloţivog dohotka, drugim riječima,

povećanje dohotka dovodi i do povećanja potrošnje. Postavlja se pitanje, povećava li se

potrošnja proporcionalno, manje proporcionalno ili više proporcionalno sa povećanjem

dohotka? Odgovor na ovo pitanje daje granična sklonost potrošnji, koja pokazuje omjer

izmeĎu prirasta potrošnje i porasta domaćeg dohotka, a zapisuje se kao ∆𝐶/∆𝑌 ili β.

Modelska pretpostavka je da se njegova vrijednost kreće u intervalu od 0 do 1 (0<β <1).

Obično se pretpostavlja da svako povećanje raspoloţivog dohotka izaziva i povećanje

potrošnje, zato je vrijednost β > 0. TakoĎer se pretpostavlja da se dohodak neće u

cijelosti potrošiti, taj. da će se jedan njegov dio uštedjeti, te je zato β < 1.

Običajno je funkciju potrošnje iskazati linearnom jednadţbom oblika:

𝐶 = 𝛼 + 𝛽𝑌

gdje je α = autonomna potrošnja, a β = granična sklonost potrošnji. (Borozan, 2010)

Autonomna potrošnja (α) je autonomna u toj mjeri da ne ovisi o egzogenoj varijabli, tj.

domaćem dohotku. Ona mjeri utjecaj koji na agregatnu potrošnju imaju svi čimbenici

koji su apstrahirani pretpostavkom ceteris paribus, a Keynes ih je podijelio na

objektivne i subjektivne. U objektivne čimbenike spadaju razdioba dohotka,

raspoloţivosti i uvjete potrošačkih kredita, bogatstvo potrošača, visina kamatne stope i

razina cijena. Subjektivni čimbenici odraţavaju preferencije potrošača, a mogu biti pod

utjecajem propagande, očekivanja u kretanju cijena, povjerenje potrošača, i sl.

4

2.1. TEMELJNI OBLICI FUNKCIJE POTROŠNJE

Moderna istraţivanja funkcije potrošnje počivaju na nekoliko temeljnih teorija: teorija

apsolutnog dohotka, teorija relativnog dohotka, teorija permanentnog dohotka te teorija

ţivotnog ciklusa. Zajedničko je svim tim teorijama da osobnu potrošnju promatraju kao

funkciju raspoloţivog dohotka.1 Pretpostavlja se da se ne mijenjaju razdioba dohotka,

kamatnjak, cijene i drugi faktori koji utječu na potrošnju kao što su očekivanja o

budućim kretanjima cijena, dohodaka, poreza i sl. Ono po čemu se razlikuju navedene

teorije potrošne funkcije jest definicija egzogene varijable. (Babić, 2007) Kako bi bolje

uvidjeli njihove sličnosti te razlike, u nastavku će se detaljnije obraditi svaka od njih.

2.1.1. TEORIJA APSOLUTNOG DOHOTKA (KEYNESOVA FUNKCIJA

POTROŠNJE ILI DUGOROČNA FUNKCIJA POTROŠNJE)

Teoriju apsolutnog dohotka razvili su na temelju Keynesovih ideja J. Tobin i A.

Smithies, a funkcija ove teorije zapravo je opća funkcija potrošnje koja je već teoretski

obraĎena u prethodnom poglavlju stoga nema potrebe za njenim ponavljanjem.

Na grafikonu 1. dan je grafički prikaz Keynesove funkcije potrošnje gdje os x

predstavlja dohodak, a os y osobnu potrošnju.

Grafikon 1. Keynesova funkcija potrošnje

Izvor: Makroekonomija, Babić 2007

1 Raspoloţivi dohodak se definira kao zbroj svih osobnih primanja umanjen za transferne rashode

stanovništva

5

Kut što ga zraka iz ishodišta tvori s pozitivnim dijelom apscise je prosječna sklonost

potrošnji. Očito je da je kut što ga zraka zatvara s apscisom pri većem dohotku (Y2)

manji. Prema tome, s porastom dohotka smanjuje se udio potrošnje, a povećava udio

štednje u domaćem dohotku. Zbog toga i investicije moraju rasti da ne bi došlo do

recesije.

Keynesova potrošna funkcija bila je efikasna u modeliranju funkcije potrošnje u

kratkom roku, no pokušaji primjenjivanja ovog modela u duţem vremenskom roku

pokazali su se kao manje uspješni. Upravo je ta činjenica potaknula ekonomiste da

razviju novu funkciju koju danas poznajemo pod nazivom dugoročna funkcija

potrošnje.

Empirijska istraţivanja Simona Kuznetsa objavljena 1946. godine o ponašanju

potrošnje i štednje na temelju vremenskih nizova u razdoblju od 1869. do 1938. godine

pokazala su da je u dugom roku granična sklonost potrošnji jednaka prosječnoj, pa je

dugoročna funkcija potrošnje pravac koji prolazi kroz ishodište. Zato u dugom roku

prosječna sklonost potrošnji ne opada nego je konstantna. (Babić, 2007)

2.1.2. TEORIJA RELATIVNOG DOHOTKA

Nakon Drugog svjetskog rata, brojni su ekonomisti pokušavali razviti teoriju potrošnje

temeljenu na empirijskim nalazima, pokušavajući pomiriti suprotne rezultate o

ponašanju potrošnje u dugom i kratkom roku. James Duesenberry prvi je krenuo u tom

smjeru kasnih 1940-tih, kada je predloţio teoriju relativnog dohotka.

Teorija relativnog dohotka kaţe da dio dohotka koji kućanstvo odvaja za potrošnju ovisi

o odnosu njegova dohotka i dohotka njegovih susjeda, a ne o apsolutnoj razini dohotka

kućanstva. Zato kućanstva sa niţim dohotkom imaju veću sklonost potrošnji nego li ona

sa višim dohotkom. Taj efekt na potrošnju Duesenberry je nazvao „demonstracijski

efekt“, a takav tip ponašanja potrošača poznat je još i kao „keeping up with Joneses“

(imitiranje susjeda). Istodobni porast dohotka svih kućanstava koji ne mijenja relativne

odnose meĎu dohocima kućanstva, ne bi mijenjao udjele potrošnje i štednje u dohotku.

6

No ukoliko dohodak jednog kućanstva ostane nepromijenjen, a ostali se dohoci

povećaju, njegov će se relativni poloţaj pogoršati. Kako bi kućanstvo sačuvalo svoj

relativni ţivotni standard nepromijenjenim, ono će povećati udio potrošnje u svom

dohotku. (Babić, 2007)

Grafikon 2. prikazuje Duesenberryevu teoriju relativnog dohotka gdje os x predstavlja

dohodak a os y osobnu potrošnju, kao i u slučaju Keynesove funkcije potrošnje.

Grafikon 2. Teorija relativnog dohotka

Izvor: Makroekonomija, Babić 2007

Na grafikonu krivulje C1 i C2 predstavljaju kratkoročne funkcije potrošnje, a krivulja C

dugoročnu funkciju potrošnje. Pod pretpostavkom da je kućanstvo imalo dohodak Y1 i

da je njegov dohodak opao, ono smanjuje svoju potrošnju krećući se unatrag krivuljom

C1, a ne C, pa njegova prosječna sklonost potrošnji raste, jer potrošač nastoji što manje

pogoršati svoj ţivotni standard. Kad se dohodak poveća, potrošnja se poveća krivuljom

potrošnje C1, pa prosječna sklonost potrošnji opada, a granična sklonost štednji raste.

Kad dohodak dosegne prethodni vrh, potrošnja je opet proporcionalna dohotku i raste

uzduţ dugoročne C s porastom dohotka. To je poznati „zaporac efekt“ koji kombinira

kratkoročno i dugoročno ponašanje potrošača. Taj efekt štiti privredu da ne sklizne

potpuno natrag i da ne izgubi sav dohodak koji je ostvarila tijekom prethodnog booma,

jer u razdoblju recesije, kad dohodak opada, potrošnja opada sporijim tempom nego što

raste u razdoblju „booma“ kad dohodak raste. (Babić, 2007)

7

2.1.3. TEORIJA PERMANENTNOG DOHOTKA

Teorije apsolutnog i relativnog dohotka povezuju potrošnju sa tekućim dohotkom -

apsolutnim ili relativnim. Milton Friedman odbacuje navedene teorije te razvija još

jednu teoriju potrošnje, znanu kao teorija permanentnog dohotka. Prema teoriji

permanentnog dohotka, upravo je permanentni dohodak2, a ne tekući, taj koji odreĎuje

visinu izdataka tekuće potrošnje.

Dohodak kućanstva u nekoj godini sastoji se od permanentnog i tranzitornog dijela koji

odstupa od permanentnog i moţe biti veći ili manji od permanentnog dohotka ovisno o

predznaku tranzitornog dijela:

Yt = Y p

t + Ytt

Superskript p označuje permanentni, a superskript t označuje tranzitorni dohodak.

Permanentni se dohodak u vremenu t izračunava na temelju dohodaka ostvarenih u

proteklim razdobljima. Promjena permanentnog dohotka u razdoblju t ovisi o razlici

izmeĎu dohotka ostvarena u vremenu t (Yp

t) i permanentnog dohotka ostvarena u

prethodnom razdoblju (Yp t-1), dakle na temelju funkcije adaptivnih očekivanja :

Yp

t – Yp t-1 = b (Yt – Y

p t-1) 0 < b < 1.

Na temelju relacije permanentni dohodak u vremenu t jest:

Yp

t = b Yt + (1 – b) Yp t-1

Dakle, permanentni dohodak u razdoblju t jest ponderirani prosjek stvarnog dohotka u

vremenu t i permanentnog dohotka u vremenu t-1.

I potrošnju M. Friedman dijeli na dvije komponente: permanentnu i tranzitornu, gdje je

permanentna potrošnja proporcionalna permanentnom dohotku, dok tranzitorna uopće

ne ovisi o tranzitornom dohotku. Dakle, ukupna je potrošnja u dugom roku funkcija

permanentnog dohotka :

Ct = k Yp

t

2 Permanentni dohodak definira se kao prosječni dohodak koji potrošač očekuje da de primati u

bududem razdoblju

8

Uvrsti li se relacija permanentnog dohotka u funkciju ukupne potrošnje, dobije se

kratkoročna funkcija potrošnje:

Ct = kbYt + k (1-b) Yp t-1

Konačnu funkciju potrošnje permanentnog dohotka nakon uvrštavanja konstante

zapisuje se kao:

Ct = β1 + β2Yt + β3Yt-1

2.1.4. TEORIJA POTROŠNJE ŢIVOTNOG CIKLUSA

Teoriju potrošnje ţivotnog ciklusa razvili su početkom 1960-tih godina ekonomisti

Albert Ando i Franco Modigliani. Kao i Fridmanova teorija permanentnog dohotka, i

teorija ţivotnog ciklusa odbacuje Keynesovu funkciju potrošnje koja se oslanja na

tekući dohodak, te je okrenuta prema budućnosti.

MeĎuovisnost dohotka i potrošnje u ţivotnom ciklusu tipičnog potrošača prikazana je

na grafikonu 3.

Grafikon 3. Teorija potrošnje ţivotnog ciklusa

Izvor: Macroeconomics, Dwivedi 2010

9

1 2 3 1 4 1t t t t tC Y Y C u

Kao što je iz grafikona jasno vidljivo, tokom svoga ţivota pojedinac prolazi kroz tri

potrošačke faze: mladenačku dob, srednju dob i dob za umirovljenje, te je za svaku fazu

karakteristična drugačija sklonost potrošnji. Tako je u mladenačkoj fazi sklonost

potrošnji relativno visoka obzirom da mladi ljudi u toj fazi troše pozajmljeni novac kako

bi zasnovali obitelj te si stvorili ţeljene uvjete ţivota. Kada doĎu u srednju dob najviše

zaraĎuju te uţivaju u rastućim prihodima pa otplaćuju dugove stvorene viškom

potrošnje nad dohotkom u mladenačkoj fazi ţivota, ali i štede za mirovinu. U trećoj fazi,

pojedinac najmanje zaraĎuje te troši akumuliranu uštedu koju je stekao tokom ţivota.

Jasno je dakle da tipični potrošač troši više nego što zaraĎuje na početku i kraju ţivota,

a štedi najviše u srednjoj, tj. aktivnoj dobi. Zbog toga demografska struktura utječe na

razinu agregatne štednje, jer što je udio aktivnog radnog stanovništva u ukupnome

stanovništvu veći, to će i štednja biti veća. Isto tako, što je produktivnost rada sadašnjeg

stanovništva veća nego prijašnjeg, to nacionalna štednja raste. (Borozan, 2012)

Funkcija potrošnje teorije ţivotnog ciklusa moţe se zapisati kao:

10

3. GOSPODARSKA KRETANJA U REPUBLICI

HRVATSKOJ I REPUBLICI ČEŠKOJ

Gospodarstvo kao vrlo sloţen te povezan sustav pod utjecajem je brojnih čimbenika, a

gospodarska kretanja zemlje najbolje se mogu izučiti promatrajući tri glavne varijable:

bruto domaći proizvod - razina proizvodnje gospodarstva te njegova stopa rasta,

stopa nezaposlenosti - udio radnika u gospodarstvu koji nisu zaposleni, a traţe

posao,

stopa inflacije - stopa po kojoj prosječna cijena dobara raste tijekom vremena.

U nastavku, upravo će ove tri komponente biti detaljnije obraĎene na primjeru

Republike Hrvatske i Republike Češke.

3.1. GOSPODARSKA KRETANJA U REPUBLICI HRVATSKOJ

Iako je bila jedna od najrazvijenijih zemalja u bivšoj Jugoslaviji, Hrvatska je ekonomija

bila teško pogoĎena zbog domovinskog rata koji se odvijao u drţavi od 1991. do 1995.

godine. Tijekom tog razdoblja izvoz zemlje je stagnirao te je Hrvatska propustila rane

faze investiranja koje su uslijedile u Centralnoj i Istočnoj Europi nakon pada Berlinskog

zida. Unatoč tome, u razdoblju od 2000. - 2007. Hrvatska se ekonomski počela lagano

oporavljati i njezin je BDP rastao po stopi od 4-6% godišnje, ponajviše zahvaljujući

turističkim djelatnostima i potrošnji graĎana. U istom razdoblju inflacija je bila

relativno niska, a valutni tečaj kune, stabilan. Globalna novčana kriza 2008. godine

negativno je utjecala na Hrvatsku ekonomiju i ona od tada biljeţi pad gospodarske

proizvodnje od kojeg se još nije oporavila ni dan danas. Najveći prepreke razvoju

Hrvatske postali su relativno visoka stopa nezaposlenosti, visok vanjski trgovinski

deficit, neujednačen regionalni razvoj i rizična klima za nove investitore. Zbog malog

izvoza i visokih troškova drţavnog aparata na Hrvatsku još utječu posljedice globalne

financijske krize, te je zemlja ponovno ušla u recesiju tijekom 2012. godine, a Zagreb je

kao glavni grad, smanjio potrošnju i izdavanja, osobito za socijalne programe. (Central

inteligence agency, 2012)

11

3.1.1. Bruto domaći proizvod

Bruto domaći proizvod ili skraćeno BDP ključni je pokazatelj gospodarskog razvoja

neke zemlje. Definira se kao „vrijednost finalnih proizvoda ili usluga proizvedenih u

gospodarstvu tijekom danog razdoblja“. (Blanchard, 2005:22)

U tablici 1. dan je prikaz obračuna BDP-a te BDP-a po stanovniku za razdoblje od

2003. do 2012. godine u tekućim cijenama.

Tablica 1. BDP i BDP po stanovniku Republike Hrvatske za razboblje 2003.-2012. god.

Izvor: izradila studentica prema podacima EUROSTAT-a

Bruto domaći proizvod kretao se uzlaznom putanjom od 2003. do 2008. godine kada

biljeţi najveću vrijednost od 47.538 mil. € ili 11.3119 € po stanovniku. Tada zbog

strukturnih problema domaćeg gospodarstva potenciranih globalnom krizom dolazi do

njegovog pada. U Europskoj uniji je, nakon pada BDP-a u 2009. godini, već u 2010.

ostvarena pozitivna stopa rasta, dok se u Hrvatskoj istodobno i dalje biljeţio pad BDP-a.

Kako bi se stekao bolji uvid u kretanje BDP-a u posljednjih nekoliko godina, s

Drţavnog zavod za statistiku preuzet je grafikon 4. koji prikazuje tromjesečno kretanje

realne stope BDP-a Republike Hrvatske u razdoblju od 2009. do 2013. god.

Grafikon 4. Kretanje realne stope rasta BDP-a Republike Hrvatske u razdoblju 2009. - 2013. god.

Izvor: Drţavni zavod za statistiku

12

Kao što je već i rečeno, hrvatsko gospodarstvo slabi još od početka 2009. godine. Tek je

u dva navrata, u trećem kvartalu 2010. i drugom 2011. godine, tehnički provirilo iz

recesije, no negativni su trendovi potom nastavljeni. Realni je BDP u četvrtom

tromjesečju 2012. bio za 1,2 % manji u usporedbi s trećim tromjesečjem, a na razini

cijele 2012. godine BDP je pao 2 %. Kumulativno je od 2008. smanjenje BDP-a

dosegnulo nešto više od 10 %. Pritom već treću godinu zaredom Hrvatska ostvaruje

najslabije rezultate glede rasta u usporedbi sa zemljama srednje i istočne Europe. Veći

kvartalni pad od Hrvatske zabiljeţilo je nekoliko krizom najpogoĎenijih zemalja -

Grčka, Cipar, Italija, Portugal, MaĎarska i Slovenija. Podaci za posljednje tromjesečje

2012. godine ukazuju na ubrzavanje pada industrijske proizvodnje i trgovine na malo,

koja je oslabila za 5,8 %. Istovremeno je zadrţan trend snaţnog pada aktivnosti u

graĎevinskom sektoru. Realno su smanjene sve kategorije domaće potraţnje, pri čemu

je najviše smanjena osobna potrošnja3, a znatno je smanjena i vrijednost investicija u

fiksni kapital.

Dugotrajna recesija u potpunosti je iscrpila privatni segment gospodarstva, osobito

realni, koji ujedno prolazi kroz proces restrukturiranja. To se osjeća na trţištu rada, gdje

je došlo do daljnjeg rasta nezaposlenosti i pada realnih plaća, odnosno smanjivanja

raspoloţivog dohotka. Uz to, poprilično visoki pesimizam i potrošača i proizvoĎača

negativno utječe na potrošnju, proizvodnju te investicije. Nastavlja se slabost

kreditiranja i za potrošnju i za investicijsku aktivnost jer nema potraţnje za kreditima ni

kod stanovništva, ni kod poduzeća. Fiskalna konsolidacija, razduţivanje privatnog

sektora i neizvjesnost glavni su nepovoljni utjecaji na gospodarstvo. Pozitivno je na

domaće gospodarstvo u posljednjem tromjesečju 2012. utjecao samo rast izvoza,

posebice intermedijarnih proizvoda, netrajnih proizvoda za široku potrošnju i nekih

kapitalnih proizvoda te izvoza usluga. No, sam izvoz koji biljeţiti pozitivan doprinos

BDP-u nedovoljan je da bi zaustavio nepovoljne trendove. (Hrvatska gospodarska

komora).

3 Osobna potrošnja zauzima najvedi udio u strukturi BDP-a sa više od 50%

13

4.1.2. Stopa nezaposlenosti

U Republici se Hrvatskoj nezaposlenom se osobom smatra, prema Zakonu o

zapošljavanju (NN 59/96., čl. 53) osoba sposobna za rad, a koje je u dobi 15-65 godina,

evidentirana u Hrvatskom zavodu za zapošljavanje kao traţitelj zaposlenja, redovito se

prijavljuje Zavodu, a nije u radnom odnosu, nije vlasnik ili većinski suvlasnik više od

51 % udjela u trgovačkom društvu ili u drugoj pravnoj osobi, ne obavlja samostalno

profesionalnu i gospodarsku djelatnost, nije većinski vlasnik ili suvlasnik više od 51%

udjela u poljoprivrednom gospodarstvu, te nije redoviti učenik, student ili umirovljenik.

Nezaposlenost u Hrvatskoj izuzetno je velik socijalni i ekonomski problem već dugi niz

godina. Upravo na to upućuju i podaci iz grafikona 5. koji prikazuje kretanje

nezaposlenosti u RH za razdoblje od 2002. do 2012. godine. Podaci su prikupljeni

prema uputama MeĎunarodne organizacije rada (ILO) na temelju ankete.4

Grafikon 5. Stopa nezaposlenosti u Republici Hrvatskoj u razdoblju 2002.- 2012. god.

Izvor: izradila studentica prema podacima Hrvatske gospodarske komore

Nezaposlenost je od početka devedesetih godina konstantno rasla na godišnjoj razini sve

do oţujka 2002. kada je zabiljeţena rekordna stopa u iznosu od 14,8%. Od tada stopa

nezaposlenosti konstantno opada te tokom 2008. godine biljeţi najniţu stopu u zadnjih

deset godina, u iznosu od 8,4%. Pojavom gospodarske krize 2009. godine nezaposlenost

ponovno doţivljava nagli rast.

4 Prema uputama ILO-a (International Labour Organisation), nezaposlenima se smatraju one osobe koje

zadovaljavaju slijededa tri kriterija: u referentnom tjednu nisu obavljale nikakav pladeni posao, u posljednja 4 tjedna prije anketiranja aktivno su tražile posao te bi ponuđeni posao mogle početi obavljati u iduda dva tjedna

14

Prema podacima objavljenim u siječnju 2013. godine, stopa nezaposlenosti dosegla je

najvišu razinu u posljednjih deset godina. Skok stope nezaposlenosti posljedica je

pogoršanih ekonomski uvjeta: dugogodišnje recesije, stečaja i restrukturiranja mnogih

tvrtki, ali i strukturnih problema, odnosno neusklaĎenosti ponude i potraţnje na trţištu.

Nezaposlenost u Hrvatskoj opada tijekom ljetnih mjeseci, a ponovno raste tijekom

zimskih zbog sezonskog zapošljavanja potaknutog dolaskom turista na Jadran.

Iako je tokom 2012. godine zaposleno najviše ljudi tokom posljednjih pet godina, još se

uvijek više radnika otpušta nego što se prima. Upravo zbog toga Hrvatska je odlučila

provoditi aktivne mjere zapošljavanja. Najviše se očekuje od tri mjere – rada bez

zasnivanja radnog odnosa, samozapošljavanja i očuvanja radnih mjesta te javnih radova

u kojima će nezaposleni ubuduće moći ostati na radnom mjestu godinu dana, a ne šest

mjeseci. Iako je, s obzirom na aktualnu gospodarsku situaciju, nastavak negativnih

trendova na trţištu rada očekivan, ipak je značajno pogoršanje svih kategorija

relevantan pokazatelj dubokih strukturnih problema koji se ne mogu riješiti mjerama

aktivne politike zapošljavanja. Rast nezaposlenosti očekuje se do ljeta 2013., a potom bi

se trend trebao preokrenuti zbog sezonskog zapošljavanja.

3.1.3. Stopa inflacije

Inflacija se definira kao trajan rast opće razine cijena, a stopa inflacije stopa po kojoj

rastu cijene. Ona moţe padati, rasti ili biti jednaka nuli. Ako razina cijena kontinuirano

raste zemlja se suočava sa inflacijom, a u suprotnom slučaju kada razina cijena pada,

zemlja se suočava sa deflacijom. (Blanchard, 2005) U praksi se razina cijena mjeri

odreĎenim indeksom cijena. Najčešće korišteni indeks cijena je indeks potrošačkih

cijena, proizvoĎačkih cijena te implicirani deflator BDP-a.

Prosječna godišnja stopa inflacije u slučaju Hrvatske iskazuje se kroz indeks

potrošačkih cijena. Indeks mjeri razinu cijena potrošačke košarice koja je podijeljena

prema meĎunarodnoj klasifikaciji COICOP (Classification of Individual Consumption

by Purpose) u 12 glavnih odjela te niţih skupina i vrsta proizvoda i usluga.5

5 12 glavnih odjela: 1.hrana i bezalkoholna pida, 2.alkoholna pida i duhan, 3.odjeda i obuda, 4.stanovanje, voda, struja, plin i druga

goriva, 5.pokudstvo, oprema za kudu i redovito održavanje stana, 6.zdravlje, 7.prijevoz, 8.komunikacije, 9.rekreacija i kultura, 10.obrazovanje, 11.restorani i hoteli, 12.razni proizvodi i usluge

15

Svakog mjeseca prikupi se više od 33 400 cijena na unaprijed definiranom uzorku

prodajnih mjesta na devet geografskih lokacija.6

Prema podacima Hrvatske narodne banke izraĎen je Grafikonu 6. koji prikazuje kretanje

prosječne stope inflacije Republike Hrvatske u razdoblju od 2002. do 2012. godine.

Grafikon 6. Prosječna godišnja stopa inflacije Republike Hrvatske u razdoblju 2002.-2012. god.

Izvor: izradila studentica prema podacima HNB-a

Nakon suzbijanja hiperinflacije Stabilizacijskim programom iz 1993., inflacija u

Hrvatskoj je pod kontrolom Hrvatske narodne banke. S obzirom na njenu visinu riječ je

uglavnom o blagoj inflaciji, u iznosu od 1 do 3 %. Izuzetak je pak 2008. godina kada

inflacija doţivljava najveću stopu od 6,1 %, i to ponajprije zbog divljanja cijena barela

nafte, ali i porasta cijena hrane te bezalkoholnih pića te dijela usluga.

Hrvatska je 2012. godinu završila s trećom najvišom stopom inflacije u odnosu na

članice Europske unije, odmah iza MaĎarske i Rumunjske. Na razini cijele godine

inflacija potrošačkih cijena ubrzala se ponajprije zbog administrativnih odluka

povezanih s povećanjem stope PDV-a te cijena električne energije i plina te zbog

poskupljenja nepreraĎenih prehrambenih proizvoda prouzročenog sušom i rastom cijena

prehrambenih sirovina na svjetskom trţištu. U 2013. godini analitičari očekuju sličnu

stopu rasta potrošačkih cijena kao i 2012. U prvom dijelu godine uz bazni učinak,

inflatorne pritiske stvarat će ukidanje nulte stope PDV-a, povećanje trošarina na

duhanske proizvode i više cijene grijanja.

6 Lokacije uključuju: Zagreb, Slavonski Brod, Osijek, Sisak, Rijeku, Pulu, Split, Dubrovnik i Varaždin

16

3.2. GOSPODARSKA KRETANJA U REPUBLICI ČEŠKOJ

Republika Češka je stabilna i prosperitetna trgovinska ekonomija te članica Europske

Unije od 2004. godine. Češka kao drţava ima relativno stabilan ekonomski status i

trgovinsku razmjenu koja nije velika u svjetskim okvirima, ali je usmjerena prema

izvozu, osobito prema Njemačkoj. Negativna posljedica toga je visoka ovisnost o

vanjskoj trgovini koju je zemlja osobito osjetila tijekom globalne financijske krize

2008. godine tijekom koje je pala potraţnja za njezinim industrijskim proizvodima. Kao

posljedica toga, realni BDP Češke je tijekom prvog kvartala 2009. godine pao za 4,7%.

Ipak krajem 2009. godine zemlja se počela ekonomski oporavljati te je ostvarila

pozitivan gospodarski rast koji je potrajao do 2011. godine. Tijekom 2012. godine,

Češka je ponovno ušla u recesiju zbog smanjene potraţnje za njezinim izvoznim

proizvodima. Glavna grana industrijske proizvodnje Češke je auto-industrija koja

zauzima gotovo 24% od ukupne industrijske proizvodnje. Tako je tijekom 2010. godine

Češka auto-industrija proizvela više od milijun osobnih automobila od čega je izvezeno

preko 80%. Glavne prepreke i izazovi u daljnjem razvoju Češke ekonomije su korupcija

u javnom i drţavnom sektoru, rapidno starenje populacije, financiranje neodrţivog

mirovinskog i zdravstvenog sektora te polagani pad industrijskog sektora odnosno

rastući tercijarni sektor. (Central inteligence agency 2012)

3.2.1. Bruto domaći proizvod

Republika Češka ima jednu od najindustrijaliziranijih ekonomija meĎu novim

demokracijama srednje i istočne Europe te se smatra jednom od najprosperitetnijih i

najstabilnijih postkomunističkih zemalja. Unutar zadnjih 10 godina BDP-e Češke

gotovo se udvostručio, sa 84.409 mil. € koliko je iznosio 2003. na 152.310 mil. € koliki

je zabiljeţen 2012. godine. Sve navedeno jasno je vidljivo iz tablice 2. koja prikazuje

kretanje BDP i BDP po st. Republike Češke u razdoblju od 2003. do 2012. godine.

Tablica 2. BDP i BDP po stanovniku Republike Češke za razdoblje 2003. - 2012. god.


17

Realna stopa rasta BDP-a pokazuje dinamiku razvoja odreĎene zemlje, a upravo je

kretanje navedene stope u Republici Češkoj prikazano na grafikonu 7. i to u razdoblju

od 2002. do 2012. godine.

Grafikon 7. Kretanje realne stope rasta BDP-a Republike Češke u razdoblju 2002.-2012.god.

Izvor: www.tradingeconomics.com

Unazad deset godina, realna stopa rasta BDP-a Češke biljeţila je manje oscilacije, a

kretala se u iznosu od 0 do 2 % godišnje. Najveći uspon doţivljava u oţujku 2007.

godine kada je iznosila 2,5 %, a rekordno niska razina rasta BDP-a zabiljeţena je u

oţujku 2009. godine i to u iznosu od -3,6 %.

Gospodarski rast do 2008. godine Češka moţe zahvaliti ponajprije svome izvozu u

Europsku Uniju, posebice u Njemačku. Početkom 2004. godine Vlada Republike Češke

povećala je PDV te postroţila uvjete za dobivanje socijalnih naknada. Unatoč ovim

strogim odredbama, Češka je i u idućih nekoliko godina biljeţila rast BDP-a, a tome je

svakako pridonio i njen ulazak u Europsku Uniju 2004. godine. Iako okarakterizirana

kao zemlja sa velikim izvozom, i Češka ulazi u krizno razdoblje početkom 2009.

godine, a sve kao posljedica globalne financijske krize. Dolazi do smanjenja potraţnje

za njenim izvoznim proizvodima, što se i osjetilo na godišnjem padu BDP-a od oko

3%. U usporedbi sa Hrvatskom koja je te iste godine zabiljeţila pad BDP- od oko 7 %,

moţe se zaključiti kako je Češka daleko bolje podnijela gospodarsku krizu. Već iduće

2010. godine, bruto domaći proizvod ponovno biljeţi rast koji se nastavio i kroz 2011.,

no ipak blagi pad zabiljeţio se ponovno u 2012. godini. Prema Ministarstvu financija

Republike Češke, gospodarski rast u 2013. godinu biti će nešto lošiji od predviĎenog

zbog sporog oporavka od recesije, a iznosit će tek 0,1 % godišnje.

18

3.2.2. Stopa nezaposlenosti

O nezaposlenosti u Republici Češkoj brine Ministarstvo rada i socijalne skrbi, koje

ujedno i objavljuje podatke o kretanju stope nezaposlenosti, a upravo su ti podaci

prikazani na grafikonu 8. Kao i slučaju Hrvatske, podaci su prikupljeni anketom prema

uputama MeĎunarodne organizacije rada, za razdoblje od 10 godina.

Grafikon 8. Stopa nezaposlenosti u Republici Češkoj u razdoblju 2002.- 2012. god.

Izvor: izradila studentica prema podacima CZSO-a

Usporede li se kretanje stope nezaposlenosti Češke sa Hrvatskom, uvidjet će se kako je

stopa nezaposlenosti u Češkoj upola manja nego li u Hrvatskoj u gotovo svim

promatranim godinama. Iako je prema toj usporedbi stopa nezaposlenosti relativno

niska, Republika Češka na nezaposlenost gleda kao na jedan od gorućih drţavnih

problema.

Visoku razinu nezaposlenosti od oko 7% Češka biljeţi dugih pet godina, od 2002. pa do

2006. godine, nakon čega dolazi do znatnijeg pada u 2008. godini kada je ujedno

zabiljeţena i njena najniţa vrijednost unazad deset godina, od svega 4,4 %. Pojavom

globalne financijske krize početkom 2009., ponovno dolazi do povećanja

nezaposlenosti, čije se trend nastavio sve do danas. Tijekom tog perioda posebice je

porastao broj nezaposlenih mladih osoba što je poprilično zabrinjavajući podatak.

Budući da Češka ekonomija i dalje nije prevladala posljedice globalne financijske krize,

nova zapošljavanja se odvijaju po vrlo sporoj stopi rasta te je stoga teško za očekivati

značajnije poboljšanje situacije pogotovo ako Češka vlada nastavi provoditi politiku

štednje.

19

3.2.3. Stopa inflacije

U Republici Češkoj stopu inflacije mjeri Češki statistički ured (CZSO). Mjerenje se

provodi na temelju neto promjene cijena korištenjem indeksa potrošačkih cijena (CPI)

kao i u slučaju Hrvatske. Prikupljeni podaci predočeni su na grafikonu 9. koji prikazuje

promjene prosječne godišnje stope inflacije za Republiku Češku u razdoblju od 2002.

do 2012. godine.

Grafikon 9. Prosječna godišnja stopa inflacije Republike Češke u razdoblju 2002.-2012.god.

Izvor: izradila studentica prema podacima CZSO-a

O visini stope inflacije u Republici Češkoj brine Češka narodna banka (CNB), a njen je

primarni cilj odrţati stabilnost potrošačkih cijena.

Kao i kod slučaja Hrvatske, Češku karakterizira blaga inflacija u iznosu od 1 do 3 %

godišnje. Izniman su slučaj 2003. i 2008. godina. Naime, u 2003. zabiljeţena je

negativna inflacija, tj. deflacija u iznosu od 0,1 %, što je posljedica pada cijena

potrošačkih dobara. S druge pak strane, tokom 2008. biljeţi se najveća stopa inflacije od

6,3 % čiji je uzrok porast cijena hrane i naftnih derivata na globalnom trţištu te više

porezne kamatne stope unutar drţave. U zadnjih nekoliko godina stopa inflacije u

stalnom je porastu, a predviĎa se njen daljnjih rast i u 2013. godini.

20

4. IZGRADNJA MODELA FUNKCIJE POTROŠNJE

Da bi se funkcija potrošnje mogla ocijeniti i interpretirati potrebno je ponajprije

izgraditi model funkcije. Izgradnja modela zahtjeva dva velika koraka: specificiranje

modela te prikupljanje podataka, koji su detaljnije obraĎeni u nastavku.

4.1 . SPECIFIKACIJA MODELA

Ono što ekonomska teorija objašnjava riječima, matematička definira simbolima, dakle

linearnu vezu izmeĎu dohotka i osobne potrošnje :

Y = β0 + β1 X

MeĎutim, veze izmeĎu ekonomskih varijabli uglavnom nisu egzaktne stoga se

pojavljuje potreba za uključivanjem stohastičkog elementa u. Uključivanjem

stohastičkog modela u, model funkcije potrošnje tako poprima oblik:

Y = β0 + β1X + u

gdje je :

Y = osobna potrošnja, tj. konačna potrošnja kućanstva

X = dohodak

β0 = autonomna potrošnja

β1 = granična sklonost potrošnji

u = slučajno odstupanje, slučajna greška ili rezidual7

U prikazanom slučaju model čini samo jedna linearna jednadţba. Y i X nazivaju se

varijablama modela. Varijabla X (dohodak), koja ne ovisi o drugim varijablama u

modelu, zove se nezavisna ili egzogena varijabla, dok se varijabla Y(osobna potrošnja),

koja u ovome slučaju ovisi o varijabli X, naziva zavisnom ili endogenom varijablom. β0

i β1 zovu se parametri ili koeficijenti modela. O vrijednostima parametara ovisi izgled

7 Do slučajne greške najčešde dolazi zbog neodređenosti teorije, nedostupnosti podataka, manje važnih

varijabli, slučajnosti koje su svojstvene ljudskom ponašanju, loše zamjenske varijeble, itd.

21

funkcije. Parametar β0 odreĎuje odsječak na ordinati, dok β1 odreĎuje nagib ili smjer

funkcije.

Parametri modela (β0 i β1) već su definirani u drugome poglavlju, pa će se u nastavku

definirati samo varijable modela, tj. osobna potrošnja i dohodak.

Osobna potrošnja

Razumijevanje osobne potrošnje je od izuzetnog značaja na nacionalnu privredu,

pogotovo ako se uzme u obzir činjenica da u većini zemalja osobna potrošnja zauzima

najveći postotni udio BDP-a, sa oko 50 % na više. Osobna potrošnja predstavlja

ukupnu vrijednost izdataka namijenjenu tekućoj upotrebi kućanstva za potrošnu robu i

usluge. Obuhvaća izdatke za hranu, alkoholna i bezalkoholna pića, duhan, odjeću i

obuću, grijanje i rasvjetu, pokućstvo, stanovanje, zdravstvene usluge i lijekove,

prometna sredstva i usluge, telekomunikaciju, rekreaciju i kulturu, obrazovanje,

ugostiteljske usluge, te ostala dobra i usluge. Potrebno je napomenuti kako se osobna

potrošnja ne odnosi na kupovinu stambenih objekata, jer se ta kupovina ubraja u

investicije. (Borozan, 2012)

Dohodak

Dohodak se moţe promatrati i definirati na više načina, a najopćenitija definicija kaţe

kako je dohodak prihod od rada, renti, kamata i dividendi zaraĎen u odreĎenom

vremenskom razdoblju. Raspoloţivi dohodak gospodarstva neke zemlje moţe se

izračunati ukoliko se od sveukupnog dohotka odbiju porezi na dohodak. Drugi način

računanja jest preko dohodovne strane BDP-a, koji se definira kao zbroj svih dohodaka

u gospodarstvu tokom danog razdoblja. (Blanchard, 2005)

4. 2. PRIKUPLJANJE PODATAKA

Podaci o osobnoj potrošnji, tj. konačnoj potrošnji kućanstva, prikupljaju se pomoću

Ankete o potrošnji koju provode statistički uredi, u ovom slučaju Drţavni zavod za

statistiku te Češki statistički ured. Valja napomenuti kako se anketa provodi u skladu sa

meĎunarodnim standardima i standardima Europske Unije.

22

U tablici 3. prikazani su ishodišni podaci potrebni za modeliranje dugoročne

povezanosti potrošnje i dohotka Republike Hrvatske i Češke. Podaci su preuzeti sa

EUROSTAT-a, a prikazuju kretanje osobne potrošnje (konačne potrošnje kućanstva) i

bruto nacionalnog raspoloţivog dohotka za razdoblje od 2000. do 2012. godine po

tromjesečjima. Osobna potrošnja te bruto raspoloţivi dohodak iskazani su u valutnoj

jedinici euro po stanovniku.

Tablica 3. Bruto raspoloţivi dohodak i konačna potrošnja kućanstva Hrvatske i Češke u

razdoblju 2000.- 2012. god.

BRDOH

(€ po st.)POT (€ po st.)

BRDOH

(€ po st.)POT (€ po st.)

I. - III. 1.200 700 1.400 700

IV. - VI. 1.300 800 1.500 800

VII. - IX. 1.500 800 1.600 800

X. - XII. 1.400 900 1.700 900

I. - III. 1.300 800 1.500 800

IV. - VI. 1.500 900 1.700 900

VII. - IX. 1.600 800 1.700 900

X. - XII. 1.500 1.000 1.900 1.000

I. - III. 1.500 900 1.800 900

IV. - VI. 1.600 1.000 2.000 1.000

VII. - IX. 1.800 900 2.000 1.100

X. - XII. 1.700 1.100 2.100 1.100

I. - III. 1.600 1.000 1.900 1.000

IV. - VI. 1.600 1.100 2.000 1.100

VII. - IX. 1.900 1.000 2.000 1.100

X. - XII. 1.700 1.100 2.100 1.100

I. - III. 1.700 1.000 1.900 1.000

IV. - VI. 1.900 1.100 2.100 1.100

VII. - IX. 2.100 1.000 2100 1.200

X. - XII. 1.900 1.200 2.400 1.200

I. - III. 1.800 1.100 2.200 1.100

IV. - VI. 2.000 1.300 2.400 1.200

VII. - IX. 2.300 1.100 2.500 1.300

X. - XII. 2.100 1.300 2.700 1.300

I. - III. 2.000 1.200 2.500 1.300

IV. - VI. 2.200 1.300 2.700 1.400

VII. - IX. 2.500 1.200 2.800 1.400

X. - XII. 2.300 1.400 2.900 1.500

I. - III. 2.300 1.300 2.800 1.400

IV. - VI. 2.400 1.500 2.800 1.500

VII. - IX. 2.700 1.300 2.900 1.500

X. - XII. 2.500 1.600 3.300 1.600

I. - III. 2.400 1.500 3.300 1.600

IV. - VI. 2.600 1.600 3.400 1.800

VII. - IX. 2.900 1.500 3.800 1.900

X. - XII. 2.700 1.600 3.600 1.800

I. - III. 2.300 1.400 2.900 1.600

IV. - VI. 2.500 1.500 3.000 1.700

VII. - IX. 2.700 1.400 3.200 1.800

X. - XII. 2.500 1.500 3.400 1.800

I. - III. 2.300 1.400 3.100 1.600

IV. - VI. 2.500 1.500 3.200 1.800

VII. - IX. 2.700 1.400 3.200 1.800

X. - XII. 2.500 1.600 3.600 1.900

I. - III. 2.300 1.500 3.300 1.800

IV. - VI. 2.600 1.600 3.200 1.900

VII. - IX. 2.800 1.500 3.500 1.900

X. - XII. 2.600 1.600 3.600 1.900

I. - III. 2.300 1.400 3.200 1.700

IV. - VI. 2.500 1.500 3.400 1.800

VII. - IX. 2.800 1.500 3.300 1.800

X. - XII. 2.600 1.600 3.500 1.900

2002.

GODINA, kvartal

REPUBLIKA HRVATSKA REPUBLIKA ČEŠKA

2000.

2001.

2009.

2010.

2011.

2012.

2003.

2004.

2005.

2006.

2007.

2008.


23

Utjecaj sezone na Republiku Hrvatsku kao turističku zemlju od velike je vaţnosti,

budući da tokom ljetnih mjeseci dolazi do značajnog pada osobne potrošnje te porasta

dohotka. Upravo su te promjene zabiljeţene na grafikonu 10. koji prikazuju utjecaj

sezone na dohodak po stanovniku, i grafikonu 11. koji prikazuje utjecaj sezone na

osobnu potrošnju.

Grafikon 10. Utjecaj sezone na dohodak po stanovniku u Republici Hrvatskoj u razdoblju

2000. -2012. g.

Izvor: izradila studentica prema podacima iz tablice 3.

24

Grafikon 11. Utjecaj sezone na potrošnju u Republici Hrvatskoj u razdoblju 2000. -2012. g.


Iz oba grafikona jasno je vidljivo kako tokom ljetnih mjeseci (VII.-IX.) dolazi do

znatnih promjena, pa se tako dohodak pod utjecajem sezone povećava za oko 200 € po

stanovniku, dok se osobna potrošnja smanjuje za 100 do 200 € po st. Sezonske

varijacije vremenskog niza značajno utječu na njegovu ukupnu varijancu, pa će

prognoze koje zanemaruju vaţnost sezonske komponente, imati veliku varijancu. Zato

je potrebno, u slučaju sezonskih varijacija pojave, empirijsku analizu provoditi nad

desezoniranim (vremenski prilagoĎenim) podacima, to jest na temelju vremenskog niza

iz kojeg su uklonjeni sezonski utjecaji.

25

Postupak desezoniranja izvršen je pomoću Eviews programa, točnije pomoću metode

Census X-12. Desezonirani podaci konačne potrošnje kućanstva i bruto raspoloţivog

dohotka Republike Hrvatske i Češke prikazani su u tablici 4.

Tablica 4. Desezonirani podaci za bruto raspoloţivi dohodak i konačnu potrošnju

kućanstva Republike Hrvatske i Češke u razdoblju od 2000. do 2012. god.

Izvor: izradila studentica

BRDOH_SA

(€ po st.)POT_SA (€ po st.)

BRDOH_SA

(€ po st.)POT_SA (€ po st.)

I. - III. 1.276 734 1.487 761

IV. - VI. 1.319 767 1.489 796

VII. - IX. 1.381 866 1.597 777

X. - XII. 1.414 832 1.618 859

I. - III. 1.384 838 1.593 869

IV. - VI. 1.523 863 1.688 896

VII. - IX. 1.471 865 1.697 874

X. - XII. 1.516 926 1.809 956

I. - III. 1.600 942 1.911 976

IV. - VI. 1.623 958 1.985 997

VII. - IX. 1.651 974 1.999 1.065

X. - XII. 1.721 1.021 1.999 1.057

I. - III. 1.711 1.045 2.015 1.079

IV. - VI. 1.621 1.054 1.986 1.099

VII. - IX. 1.739 1.081 1.999 1.062

X. - XII. 1.722 1.024 2.002 1.064

I. - III. 1.823 1.043 2.007 1.073

IV. - VI. 1.925 1.054 2.092 1.098

VII. - IX. 1.915 1.079 2.098 1.159

X. - XII. 1.928 1.121 2.291 1.167

I. - III. 1.934 1.145 2.313 1.173

IV. - VI. 2.025 1.248 2.403 1.197

VII. - IX. 2.096 1.181 2.493 1.258

X. - XII. 2.128 1.218 2.577 1.269

I. - III. 2.156 1.248 2.621 1.381

IV. - VI. 2.224 1.250 2.718 1.394

VII. - IX. 2.280 1.282 2.786 1.358

X. - XII. 2.324 1.316 2.763 1.466

I. - III. 2.486 1.351 2.934 1.482

IV. - VI. 2.422 1.448 2.831 1.493

VII. - IX. 2.470 1.379 2.882 1.458

X. - XII. 2.516 1.508 3.136 1.564

I. - III. 2.602 1.559 3.456 1.693

IV. - VI. 2.620 1.550 3.452 1.790

VII. - IX. 2.660 1.579 3.773 1.852

X. - XII. 2.706 1.513 3.410 1.756

I. - III. 2.502 1.454 3.042 1.692

IV. - VI. 2.515 1.459 3.050 1.691

VII. - IX. 2.482 1.464 3.182 1.759

X. - XII. 2.496 1.422 3.207 1.751

I. - III. 2.513 1.456 3.259 1.693

IV. - VI. 2.509 1.462 3.253 1.791

VII. - IX. 2.485 1.457 3.187 1.763

X. - XII. 2.490 1.519 3.387 1.843

I. - III. 2.521 1.560 3.476 1.905

IV. - VI. 2.605 1.562 3.246 1.890

VII. - IX. 2.578 1.557 3.495 1.867

X. - XII. 2.588 1.520 3.382 1.838

I. - III. 2.524 1.457 3.371 1.800

IV. - VI. 2.503 1.465 3.447 1.790

VII. - IX. 2.579 1.557 3.301 1.773

X. - XII. 2.588 1.520 3.286 1.834

2009.

2010.

2011.

2012.

REPUBLIKA HRVATSKA

2007.

2008.

REPUBLIKA ČEŠKA

2003.

2004.

2005.

2006.

GODINA, kvartal

2000.

2001.

2002.

26

U nastavku, zbog bolje preglednosti, desezonirani podaci dohotka i osobne potrošnje za

Hrvatsku i Češku prikazani su i pomoću raspršenog grafikona 11. i 12. gdje os X

predstavlja bruto raspoloţiv dohodak, a os Y osobnu potrošnju.

Grafikon 12. Desezonirani podaci rasipanja godišnje osobne potrošnje i dohotka

Republike Hrvatske


Grafikon 13. Desezonirani podaci rasipanja godišnje osobne potrošnje i dohotka

Republike Češke


Iz oba grafikona jasno je vidljiva pozitivna veza izmeĎu potrošnje i dohotka, tj. kada

raste dohodak raste i potrošnja.

27

5. ISTRAŢIVANJE DUGOROČNE POVEZANOSTI

POTROŠNJE I DOHOTKA

Istraţivanje dugoročne povezanosti potrošnje i dohotka započinje analizom vremenskih

serija, tj. ispitivanjem svojstava varijabli potrošnje i dohotka da bi se utvrdila njihova

pogodnost i mogućnost za kointegriranje. Potom se provodi kointegracija vremenskih

serija, te se na kraju ispituju procjene pojedinih parametara.

Valja napomenuti kako se cjelokupno empirijsko modeliranje provodi uz podršku

računalnog programa Eviews 7 Student Version.

5.1. ANALIZA VREMENSKIH SERIJA

Pod analizom vremenskih serija podrazumijeva se utvrĎivanje stacionarnosti

vremenskih serija u modelu. Naime, rezultati koji se dobiju analizama nestacionarnih

vremenskih serija mogu voditi netočnoj interpretaciji rezultata i stvaraju pogrešne

pretpostavke o reprezentativnosti modela. Ekonomske vremenske serije u pravilu su

nestacionarne, pa ih je zato potrebno transformirati, tj. učiniti ih stacionarnima

postupkom koji se naziva diferenciranje. Serije je potrebno diferencirati i više puta da bi

se postigla stacionarnost.

Postoji nekoliko vrsta testova kojima se utvrĎuje stacionarnost, a u nastavku će se

koristit prošireni Dickey-Fuller test o postojanju jediničnog korijena (ADF test).

Testiranje se provodi usporedbom testne p vrijednosti s kritičnom vrijednošću testa.

Ako je apsolutna p vrijednost veća od apsolutne vrijednosti kritične vrijednosti,

zaključuje se da je varijabla stacionarna.

28

Prvo će se provjeriti stacionarnost vremenske serije bruto raspoloţivog dohotka

(BRDOH_SA), i to za Republiku Hrvatsku. Računalni ispis ADF testa dan je u

nastavku:

Null Hypothesis: BRDOH_SA has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.828189 0.3630

Test critical values: 1% level -3.565430

5% level -2.919952

10% level -2.597905 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(BRDOH_SA)

Method: Least Squares

Date: 06/14/13 Time: 12:56

Sample (adjusted): 2000Q2 2012Q4

Included observations: 51 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. BRDOH_SA(-1) -0.034434 0.018835 -1.828189 0.0736

C 98.51515 40.69694 2.420702 0.0192 R-squared 0.063854 Mean dependent var 25.71528

Adjusted R-squared 0.044749 S.D. dependent var 61.37165

S.E. of regression 59.98277 Akaike info criterion 11.06442

Sum squared resid 176298.7 Schwarz criterion 11.14018

Log likelihood -280.1427 Hannan-Quinn criter. 11.09337

F-statistic 3.342273 Durbin-Watson stat 2.385653

Prob(F-statistic) 0.073612

Nul hipoteza pretpostavlja postojanje jediničnog korijena (unit root) za varijablu bruto

raspoloţivog dohotka.. Budući da je p vrijednost veća od odabrane razine

signifikantnosti od 5% (0,36 > 0,05), nul hipoteza se ne moţe odbaciti te se zaključuje

kako ova serija nije stacionarna.

29

Prošireni Dickey-Fuller test provest će se i na vremenskoj seriji osobne potrošnje

(POT_SA), a računalni ispis dan je u nastavku:

Null Hypothesis: POT_SA has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.919952



Dependent Variable: D(POT_SA)


Date: 06/14/13 Time: 12:17


Included observations: 51 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. POT_SA(-1) -0.042850 0.023990 -1.786157 0.0803








U ovome slučaju nul hipoteza pretpostavlja postojanje jediničnog korijena za varijablu

osobne potrošnje. P vrijednost iznosi 0,38 te je veća od 0,05 koliko iznosi odabrana

razina signifikantnosti iz čega se da zaključiti kako niti ova varijabla nije stacionarna

budući da se nul hipoteza nemoţe odbaciti.

Nakon što je utvrĎena nestacionarnost obiju serija na razini od 5%, valja utvrditi jesu li

serije stacionarne na razini prvih diferencija, ili moţda na nekoj drugoj razini (drugih

diferencija), jer ako nisu istoga reda stacionarnosti, dvije serije nije moguće

kointegrirati.

30

Serija bruto raspoloţivog dohotka nakon izračunavanja prvih diferencija postaje

stacionarna, što je i prikazano u slijedećem ispisu:

Null Hypothesis: D(BRDOH_SA) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.921175



Dependent Variable: D(BRDOH_SA,2)


Date: 06/14/13 Time: 12:57


Included observations: 50 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(BRDOH_SA(-1)) -1.157631 0.142523 -8.122409 0.0000

C 29.47651 9.496001 3.104098 0.0032 R-squared 0.578850 Mean dependent var -0.673315







Budući da je p vrijednost u iznosu od 0,00 manja od 0,05 koliko iznosi razina

signifikantnosti, moţe se odbaciti nul hipoteza te se tvrdi kako ova serija jest

stacionarna.

Nakon što je utvrĎena stacionarnost kod bruto raspoloţivog dohotka, provjerava se

stacionarnost druge vremenske serije, tj. osobne potrošnje.

31

Računalni ispis ADF testa za varijablu osobne potrošnje dan je u nastavku:

Null Hypothesis: D(POT_SA) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.921175



Dependent Variable: D(POT_SA,2)


Date: 06/14/13 Time: 12:19


Included observations: 50 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(POT_SA(-1)) -1.165766 0.144132 -8.088202 0.0000

C 17.78228 6.857721 2.593030 0.0126 R-squared 0.576791 Mean dependent var -1.402659







Kao i u slučaju dohotka, i ova serija jest stacionarna budući da je p vrijednost u iznosu

od 0,00 manja od 0,05, što znači da je moguće odbaciti nul hipotezu na razini

signifikantnosti od 5%.

Nakon što je za obje vremenske serije u Republici Hrvatskoj utvrĎena integracija reda 1,

na isti način testirat će se vremenske serije potrošnje i dohotka i u Republici Češkoj

kako bi se utvrdila njihova svojstva.

32

Pomoću proširenog Dickey- Fuller testa utvrdit će se stacionarnost vremenskih serija

dohotka i potrošnje, a čiji su ispisi dani u nastavku:

Testiranje jediničnog korijena vremenske serije bruto raspoloţivog dohotka:

Null Hypothesis: BRDOH_SA has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.382579 0.5836


5% level -2.919952



Dependent Variable: D(BRDOH_SA)


Date: 06/14/13 Time: 15:58


Included observations: 51 after adjustments Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

BRDOH_SA(-1) -0.037736 0.027294 -1.382579 0.1731

C 133.8471 73.63931 1.817604 0.0752

R-squared 0.037546 Mean dependent var 35.27584







Nul hipoteza pretpostavlja postojanje jediničnog korijena u slučaju ove vremenske

serije. Budući da je p vrijednost veća od razine signifikantnosti od 5% (0,58 > 0,05), nul

hipotezu nije moguće odbaciti što znači da ova vremenska serija nije stacionarna.

33

Testiranje jediničnog korijena vremenske serije osobne potrošnje:

Null Hypothesis: POT_SA has a unit root

Exogenous: Constant




5% level -2.919952

10% level -2.597905

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.


Dependent Variable: D(POT_SA)


Date: 06/14/13 Time: 15:59



POT_SA(-1) -0.023204 0.019284 -1.203286 0.2346

C 52.95230 27.44327 1.929518 0.0595








I u ovome slučaju nul hipoteza se ne moţe odbaciti budući da je p vrijednost u iznosu

od 0,66 veća od 0,05 koliko iznosi odabrana razina signifikantnosti, te se stoga tvrdi da i

ova vremenska serija nije stacionarna.

Dakle, kao i slučaju Hrvatske, utvrĎena je nestacionarnost obiju serija, te je stoga

potrebno utvrditi jesu li serije stacionarne na razini prvih diferencija, kako je to slučaju

Hrvatske.

34

Nakon izračunavanja prvih diferencija, obje serije (bruto raspoloţivi dohodak i osobna

potrošnja) postaju stacionarne što je lako vidljivo iz sljedećih ispisa:

Testiranje jediničnog korijena prve diferencije bruto raspoloţivog dohotka:

Null Hypothesis: D(BRDOH_SA) has a unit root

Exogenous: Constant




5% level -2.921175

10% level -2.598551



Dependent Variable: D(BRDOH_SA,2)


Date: 06/14/13 Time: 15:58



D(BRDOH_SA(-1)) -1.036714 0.144362 -7.181365 0.0000

C 37.26682 19.85025 1.877398 0.0665

R-squared 0.517937 Mean dependent var -0.348184







Nul hipoteza se odbacuje budući da je p vrijednost u iznosu od 0,00 manja od 0,05

koliko iznosi odabrana razina signifikantnosti, te se zaključuje kako ova serija jest

stacionarna.

35

Testiranje jediničnog korijena prve diferencije osobne potrošnje:

Null Hypothesis: D(POT_SA) has a unit root

Exogenous: Constant




5% level -2.921175

10% level -2.598551



Dependent Variable: D(POT_SA,2)


Date: 06/14/13 Time: 15:59



D(POT_SA(-1)) -0.952793 0.144981 -6.571837 0.0000

C 19.79971 7.861784 2.518475 0.0152








I ova je serija stacionarna što se lako moţe zaključiti budući da p vrijednost iznosi 0,00

što je manje od 0,05 koliko iznosi odabrana razina signifikantnosti.

Kao i u slučaju Hrvatske, obje vremenske serije jesu prvog reda integracije, što se još

zapisuje i kao I(1).

36

5.2. TESTIRANJE KOINTEGRACIJE

Kako su obje serije (bruto raspoloţivi dohodak i osobna potrošnja), u obje promatrane

zemlje, integrirane reda jedan (I), moguće je ispitati njihovu dugoročnu kointegriranost.

Kointegriranost dvaju ili više vremenskih nizova znači da meĎu njima postoji dugoročni

ravnoteţni odnos koji dopušta samo privremena odstupanja od dugoročnog ravnoteţnog

odnosa, nakon kojeg slijedi ponovno usklaĎivanje.

Postoje nekoliko metoda kojima se testira kointegracija, a najčešće korištene jesu

Johansenova i Engle – Grangerova metoda. Računalni program Eviews nudi obje

metode izračuna, no u nastavku će testiranje kointegracije biti provedeno

Engle – Grangerovom metodom.

Engle – Grangerova metoda pretpostavlja da linearna kombinacija dvaju ili više

vremenskih nizova prvog reda integracije moţe biti stacionarna, te se u tome slučaju

govori o kointegriranosti vremenskih nizova. Takva linearna kombinacija definira

kointegracijsku jednadţbu sa kointegracijskim vektorom koji karakterizira dugoročnu

povezanost promatranih varijabli.

U nastavku će se pomoću računalnog programa Eviews ispitati kointegriranost

vremenske serije potrošnje i dohotka, prvo za Republiku Hrvatsku te potom za

Republiku Češku.

Test kointegracije za Republiku Hrvatsku:

Date: 06/14/13 Time: 14:04

Series: BRDOH_SA POT_SA

Sample: 2000Q1 2012Q4

Included observations: 52

Null hypothesis: Series are not cointegrated

Cointegrating equation deterministics: C

Automatic lags specification based on Schwarz criterion (maxlag=10)

Dependent tau-statistic Prob.* z-statistic Prob.*

BRDOH_SA -4.888524 0.0012 -32.93079 0.0007

POT_SA -4.951957 0.0010 -33.37756 0.0006

*MacKinnon (1996) p-values.

37

Intermediate Results:

BRDOH_SA POT_SA

Rho - 1 -0.645702 -0.654462

Rho S.E. 0.132085 0.132162

Residual variance 4594.744 1546.801

Long-run residual variance 4594.744 1546.801

Number of lags 0 0

Number of observations 51 51

Number of stochastic trends** 2 2

Test kointegracije za Republiku Češku:

Date: 06/14/13 Time: 18:05

Series: BRDOH_SA POT_SA

Sample: 2000Q1 2012Q4

Included observations: 52

Null hypothesis: Series are not cointegrated


Automatic lags specification based on Schwarz criterion (maxlag=10) Dependent tau-statistic Prob.* z-statistic Prob.*

BRDOH_SA -4.132259 0.0097 -26.86922 0.0046

POT_SA -4.055874 0.0118 -26.40453 0.0053

*MacKinnon (1996) p-values.

Intermediate Results:

BRDOH_SA POT_SA

Rho - 1 -0.526847 -0.517736

Rho S.E. 0.127496 0.127651

Residual variance 10358.80 3050.039

Long-run residual variance 10358.80 3050.039

Number of lags 0 0

Number of observations 51 51

Number of stochastic trends** 2 2

Nul hipoteza navedenih testova pretpostavlja kako vremenske serije bruto raspoloţivog

dohotka i osobne potrošnje nisu kointegrirane. Budući da su za obje zemlje i za obje

promatrane varijable, p vrijednosti (0,0006 i 0,0053) manje od razine signifikantnosti od

5%, moguće je odbaciti nul hipotezu te se tvrdi kako su vremenske serije potrošnje i

dohotka meĎusobno kointegrirane, kako u Republici Hrvatskoj, tako i u Republici

Češkoj.

38

Kointegriranost vremenskih serija, osim pomoću testova, moguće je utvrditi i grafičkim

putem, a upravo to prikazuju grafikoni 14. i 15.

Grafikon 14. Kretanje potrošnje i dohotka u Republici Hrvatskoj


Grafikon 15. Kretanje potrošnje i dohotka u Republici Češkoj


Iz oba grafikona jasno je vidljivo kako su vremenske serije potrošnje i dohotka

kointegrirane budući da im je dugoročna dinamika kretanja vrlo slična.

400

800

1,200

1,600

2,000

2,400

2,800

00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12

POT_SA BRDOH_SA

39

5.3. PROCJENA KOINTEGRACIJSKE REGRESIJE

Eviews program nudi tri metode procjene kointegracijske regresije:

1. Fully Modified Least Squaers (FMOLS) - Metoda potpuno modificiranih

najmanjih kvadrata

Metoda potpuno modificiranih najmanjih kvadrata (FMOLS) je dizajnirana i prvotno

implementirana od strane Phillipsa i Hansesna kako bi se omogućila optimalna procjena

kointegracijske regresije. Ona uzima u obzir autokorelacijske učinke, odnosno

endogenosti regresora koji proizlaze iz postojanja kointegracijskog odnosa. Iz tog

razloga su Philllips i Hansen predloţili procjenitelja koji pomoću polu-parametrijske

korekcije uklanja probleme uzrokovane dugim izvršenjem korelacije izmeĎu

kointegracijskih jednadţbi i stohastičkog regresora inovacije. Rezultirajući, potpuno

izmijenjeni (FMOLS) procijenjitelj je asimptotski nepristran i ima osobine normalne

asimptote.

2. Cannonical Cointegrating Regression - Kanonička kointegracijska regresija

(CCR)

CCR (Kanonička kointegracijska regresija) noviji postupak za statističko zaključivanje

o kointergracijskim regresijama. Usko je povezana s FMOLS metodom. Koristi

stacionarnu transformaciju podataka za dobivanje procjenitelja metode najmanjih

kvadrata kako bi se izbjegla dugoročna ovisnost izmeĎu kointegracijskih jednadţbi i

stohastičkih regresora inovacije. Kao i FMOL metoda, i CCR procjenitelj slijedi

normalnu distribuciju prikaza podataka, koja nema problema sa prikazom podataka u

skalarnom obliku i dopušta asimptotično hi-kvadrat ispitivanje.

40

3. Dynamic Least Squares (DOLS)

Dinamički OLS (DOLS), jednostavna je metoda koja prema Stock, Watson (1993.)

uključuje povećanje kointegracijskih regresija. One se povećavaju s vremenskim

odmakom, tako da je rezultatirajuća pogreška korištenjem kointegracijskih jednadţbi

ortogonalna na cijeli tok stohastičkih regresora inovacije.

Pomoću sve tri navedene metode provest će se kointegracijska regresija kako bi se

dobio kointegracijski vektor koji prikazuje dugoročnu vezu izmeĎu potrošnje i dohotka.

Budući da se kointegracijska analiza provodi za dvije zemlje, radi bolje preglednosti,

prvo će se analizirati rezultati za Republiku Hrvatsku, a potom za Republiku Češku.

Računanje kointegracije potrošnje i dohotka u Republici Hrvatskoj

1. FMOLS:

Dependent Variable: POT_SA

Method: Fully Modified Least Squares (FMOLS)

Date: 06/14/13 Time: 12:46


Included observations: 51 after adjustments


Long-run covariance estimate (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth

= 4.0000) Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. BRDOH_SA 0.569809 0.017590 32.39346 0.0000



S.E. of regression 42.79567 Sum squared resid 89742.01

Durbin-Watson stat 1.279509 Long-run variance 2980.297

Ocijenjeni model funkcije potrošnje:

SATPO _ˆ = 40.36 + 0.57 * BRDOH_SA

(p=0.30) (p=0.00)

41

2. CCR:


Method: Canonical Cointegrating Regression (CCR)

Date: 06/14/13 Time: 12:50











SATPO _ˆ = 38.58 + 0.57 * BRDOH_SA

(p=0.30) (p=0.00)

3. DOLS:


Method: Dynamic Least Squares (DOLS)

Date: 06/14/13 Time: 12:53




Fixed leads and lags specification (lead=1, lag=1)

Long-run variance estimate (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth =

4.0000) Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. BRDOH_SA 0.567800 0.020165 28.15715 0.0000






SATPO _ˆ = 44.56 + 0.57 * BRDOH_SA

(p=0.34) (p=0.00)

42

Iz sva tri Eviews ispisa vidljivo je kako su ocijenjene funkcije potrošnje zapravo vrlo

slične te stoga nema potrebe za interpretacijom svih dobivenih modela. U nastavku će

se dakle analizirati samo jedna od njih, ona dobivena FMOLS metodom:

SATPO _ˆ = 40.36 + 0.57 * BRDOH_SA

(p=0.30) (p=0.00)

Ocijenjeni model funkcije koristiti se za predviĎanje. Konstanta u modelu predstavlja

autonomnu potrošnju, što znači ukoliko bi bruto raspoloţivi dohodak bio jednak nuli,

osobna bi potrošnja iznosila 40.36 € po stanovniku. Kointegracijski vektor predstavlja

graničnu sklonost potrošnji, a iznosi 0.57, što znači da bi u promatranom razdoblju

povećanje bruto raspoloţivog dohotka od 1 € po stanovniku dovelo do povećanja

osobne potrošnje u prosjeku za 0.57 € po stanovniku.

Pomoću FMOLS metode, program Eviews izračunao je vrijednost konstante i

kointegracisjkog vektora, te se sada postavlja pitanje koliko su precizne, tj. pouzdane

dobivene vrijednosti? Uz pretpostavku da su ocjene parametara normalno distribuirane,

za testiranje pouzdanosti ocjenjenih parametra koristi se Std. Error ili standardna

pogreška, t-statistic ili t-statistika te Prob. ili p-vrijednost. Najjednostavniji način

odreĎivanja značajnosti procijenjenih koeficijenata putem p-vrijednosti. P-vrijednost

prikazuje vjerojatnost da je procijenjeni koeficijent β = 0. Ukoliko je takva vjerojatnost

manja od dozvoljene, smatra se da je parametar signifikantan (tj. odbacuje se H0).

Prvi korak pri odreĎivanju značajnosti parametara jest odabir razine signifikantnosti od

1%, 5% ili 10%, nakon čega se usporeĎuju p-vrijednost s odabranom razinom. Ukoliko

je p-vrijednost manja od odabrane razine signifikantnosti, tada je koeficijent

signifikantan i obrnuto. Tj. testira se hipoteza:

H0: β = 0 (β NIJE signifikantan)

H1: β1 ≠0 (β JE signifikantan)

Odabrana razina signifikantnosti za Hrvatsku od 5% :

t β0 (47) = 1.05 p β0 = 0,2986 > 0,05

t β1 (47) = 32.39 p β1 = 0,0000 < 0,05

43

U slučaju parametra β0 nije moguće odbaciti nul hipotezu budući da je p vrijednost veća

od razine signifikantnosti te se zaključuje kako konstanta, tj. autonomna potrošnja nije

statistički značajna, što nije u skladu sa ekonomskom teorijom. P vrijednost parametra

β1 veća je od razine signifikantnosti te je stoga moguće odbaciti nul hipotezu i tvrditi

kako bruto raspoloţivi dohodak jest signifikantna varijabla.

Nakon procijene parametara modela postavlja se pitanje koliko dobro tako dobiveni

regresijski pravac pristaje opaţanjima? Uobičajen pokazatelj pristajanja regresijskog

pravca opaţanjima je koeficijent determinacije koji se označava kao R2. Koeficijent

determinacije pokazuje koliko je varijance uzorka Y objašnjeno modelom. (Belullo,

2011)

Iz Eviews ispisa lako se iščita vrijednost koeficijenta determinacije, a koji u slučaju

Hrvatske iznosi 0,9721. Zaključuje se kako je 97,21 % varijacija zavisne varijable

objašnjeno pomoću ocijenjenog regresijskog modela. Regresijski je model

reprezentativniji što je koeficijent determinacije bliţe 1, te je stoga moguće tvrditi kako

je ocijenjeni regresijski model u slučaju Hrvatske vrlo reprezentativan.

Nakon provedbe kointegracijske regresije te analize kointegracijskog vektora Republike

Hrvatske, ista će se stvar provesti i nad podacima Republike Češke. Dugoročna veza

izmeĎu potrošnje i dohotka u Republici Češkoj utvrdit će se pomoću tri metode, kao i u

slučaju Hrvatske, a čiji su ispisi dani u nastavku.

44

Računanje kointegracije potrošnje i dohotka u Republici Češkoj

1. FMOLS:


Method: Fully Modified Least Squares (FMOLS)

Date: 06/14/13 Time: 20:21






C -21.64439 47.50989 -0.455577 0.6507 R-squared 0.969428 Mean dependent var 1396.308





SATPO _ˆ = - 21.64 + 0.54 * BRDOH_SA

(p=0.65) (p=0.00)

2. CCR:


Method: Canonical Cointegrating Regression (CCR)

Date: 06/14/13 Time: 20:25








S.E. of regression 64.40360 Sum squared resid 203243.4 Durbin-Watson stat 1.000966 Long-run variance 6784.382


SATPO _ˆ = - 23.07 + 0.54 * BRDOH_SA

(p=0.62) (p=0.00)

45

3. DOLS:


Method: Dynamic Least Squares (DOLS)

Date: 06/14/13 Time: 20:29




Fixed leads and lags specification (lead=1, lag=1)

Long-run variance estimate (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth =

4.0000) Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. BRDOH_SA 0.538898 0.017793 30.28686 0.0000






SATPO _ˆ = - 21.07 + 0.54 * BRDOH_SA

(p=0.67) (p=0.00)

Konstanta u modelu za Republiku Češku predstavlja autonomnu potrošnju, što znači

ukoliko bi bruto raspoloţivi dohodak bio jednak nuli, osobna bi potrošnja iznosila

-21.6 € po stanovniku. Kointegracijski vektor predstavlja graničnu sklonost potrošnji

koji iznosi 0,54 što znači da bi u promatranom razdoblju povećanje bruto raspoloţivog

dohotka od 1 € po stanovniku dovelo do povećanja osobne potrošnje u prosjeku za

0,54 € po st.

Za testiranje statističke značajnosti uzeta je razina od 5%, kao i u slučaju Hrvatske te je:

t β0 (47) = -0.46 p β0 = 0.6507 > 0.05

t β1 (47) = 31.00 p β1 = 0.0000 < 0.05

46

Konstanta, tj. autonomna potrošnja niti ovdje nije u skladu sa ekonomskom teorijom

budući da je p vrijednost veća od razine signifikantnosti te stoga ona nije statistički

značajna. P vrijednost parametra β1 veća je od razine signifikantnosti te je stoga moguće

odbaciti nul hipotezu i tvrditi kako bruto raspoloţivi dohodak jest signifikantna

varijabla.

Koeficijent determinacije iznosi 0,9694. Na temelju navedene vrijednosti zaključuje se

kako je 96,94 % varijacija zavisne varijable objašnjeno pomoću ocjenjenog regresijskog

modela. I ovaj model je vrlo reprezentativan budući da je koeficijent determinacije vrlo

blizu 1.

6. TESTIRANJE PRETPOSTAVKI MODELA

Pod testiranjem pretpostavki modela obično se provjera multikolinearnost,

heteroskedastičnost, autokorelacija te normalnost grešaka relacije. Budući da u je u

modelu prisutna samo jedna nezavisna varijabla nema smisla ispitivati

multikolinearnost, a kako nije riječ o klasičnoj regresiji neće se ispitivati niti

heteroskedastičnost. U nastavku će se dakle ispitati prisutnost autokorelacije te utvrditi

normalnost grešaka relacije.

6.1. AUTOKORELACIJA

U modelu višestruke linearne regresije se pretpostavlja da su slučajne varijable (greške

relacije) meĎusobno nezavisne i identično distribuirane normalne slučajne varijable.

Ako pretpostavka o nezavisnosti slučajnih varijabli nije ispunjena, javlja se problem

autokorelacije.

Uzrok autokorelacije grešaka relacije moţe biti različiti. Npr. pogrešna specifikacija

modela, pogrešna specifikacija svojstava slučajnih varijabli, transformacije izvornih

vrijednosti varijabli izraţenih u obliku vremenskih nizova.

47

Problem autokorelacije se moţe uočiti na temelju dijagrama rasipanja ili korelograma

rezidualnih odstupanja, a upravo to prikazuju grafikon 16. i 17.

Grafikon 16. Korelogram Republike Hrvatske


Pogledaju li se p vrijednosti uzetih promatranja, lako se uoči kako su sve vrijednosti

veća od 0,05 koliko iznosi odabrana razina signifikantnosti. Na temelju navedenog

odbacuje se nul hipoteza te se tvrdi kako u modelu nije prisutna autokorelacija.

Sada kada je utvrĎeno kako u funkciji potrošnje Republike Hrvatske ne postoji

autokorelacija, ispitati će se njeno postojanje u modelu funkcije potrošnje Republike

Češke.

Grafikon 17. Korelogram Republike Češke


48

U modelu Češke ne postoji autokorelacija budući da su se sve p vrijednosti veće od 0,05

koliko iznosi odabrana razina signifikantnosti, te je stoga moguće odbaciti nul hipotezu

koja kaţe da postoji autokorelacija.

6.2. NORMALNOST GREŠAKA RELACIJE

Pretpostavka o normalnosti grešaka relacije se moţe ispitati pomoću Jarque-Beraovog

testa. Za normalnu je distribuciju koeficijent asimetrije α3 = 0, a koeficijent zaobljenosti

α4 = 3. Jarque-Bera testom, koji koristi koeficijent asimetrije i koeficijent zaobljenosti

reziduala procijenjenih metodom najmanjih kvadrata, ispituje se odstupaju li

procijenjene veličine značajno od vrijednosti tih mjera za normalnu distribuciju.

H0: greške relacije su normalno distribuirane

H1: greške relacije nisu normalno distribuirane

Jarque-Bera test za Republiku Hrvatsku

49

Jarque-Bera test za Republiku Češku

Promatra se p vrijednost pripisane test veličine, u ovome slučaju Jarque-Bera. Na razini

signifikantnosti od 5% slijedi da je:

Jarque-Bera (Hrvatska) = 0,094, p = 0,95 > 0,05

Jarque-Bera (Češka) = 0,378, p = 0,83 > 0,05

Budući da su p vrijednosti u oba slučaja veće od razine signifikantnosti 0,05, H0

hipoteza se ne moţe odbaciti, te se tvrdi kako su greške relacije normalno distribuirane

kako za Republiku Hrvatsku, tako i za Republiku Češku.

50

10. ZAKLJUČAK

Temelj proučavanja ovog diplomskog rada bila je funkcija potrošnje, tj. dugoročna

povezanost potrošnje i dohotka. Potrošnja je jedna od ključnih komponenti agregatne

potraţnje te predstavlja vrlo bitnu varijablu s kojom se dokazuje čitav niz različitih

hipoteza u makroekonomiji, stoga ne čudi činjenica da su se njenim proučavanjem i

shvaćanjem bavili gotovo svi poznatiji ekonomisti počevši od Keynesa na dalje.

Iako na potrošnju djeluju brojni čimbenici, najvaţniji od njih jest dohodak. U uvodnome

dijelu jedan od postavljenih ciljeva bio je dokazati vezu izmeĎu potrošnje i dohotka, a

koja je potvrĎena od strane svih ekonomista koji su se njome bavili. Keynes i njegovi

sljedbenici objašnjavaju osobnu potrošnju kao funkciju apsolutne veličine dohotka.

Duesenberry pak, uzima da je osobna potrošnja funkcija ne apsolutnog, već relativnog

dohotka. Friedman te Ando i Modigliani funkciju potrošnje temelje na

mikroekonomskoj teoriji ponašanja potrošača. Razlika meĎu njima je u definiciji

raspoloţivog dohotka (kao objašnjavajuće varijable), ali i u vremenskom horizontu na

koji se odnose. Friedman uzima da je potrošnja funkcija permanentnog dohotka, dok

Ando i Modigliani formuliraju tzv. hipotezu ţivotnog ciklusa. Kod teorije ţivotnog

ciklusa vremenski horizont je konačan, dok je kod teorije permanentnog dohotka

beskonačan.

Prije modeliranja dugoročne povezanosti potrošnje i dohotka potrebna je detaljnija

analiza gospodarskog okruţenja u kojem se potrošnja promatra, a u ovome slučaju to su

dvije europske zemlje – Republika Hrvatska i Republika Češka. Republika Hrvatska

kao jedna od razvijenijih zemalja jugoistočne Europe i dalje daleko zaostaje za

razvijenim zemljama ostatka Europe, pa tako i za Republikom Češkom. U svim

promatranim segmentima gospodarstva – BDP-u, stopi nezaposlenosti te stopi inflacije -

Republika Češka pokazuje daleko bolje rezultate. Svoju gospodarsku premoć Češka

moţe ponajprije zahvaliti jakom izvozu te razvijenoj auto-industriji, koji im osiguravaju

visoku razinu BDP-a te nisku stopu nezaposlenosti. Hrvatska se s druge strane pak još

uvijek “bori” sa posljedicama globalne ekonomske krize, što se najviše očituje kroz

visoku stopu nezaposlenosti te konstantnim padom BDP-a.

51

Modeliranje se provodilo na temelju prikupljenih podataka o bruto raspoloţivom

dohotku i konačnoj potrošnji kućanstava Republike Hrvatske i Češke, u razdoblju od

2000. do 2012. godine. Za potrebe modeliranja, uzeti su kvartalni podaci, a ne godišnji,

i to zbog toga kako bi se obuhvatio što veći broj promatranja što osigurava točnije

ocijenjenu funkciju. Budući da je Republika Hrvatska izrazito turistička zemlja, utjecaj

sezone na dohodak i osobnu potrošnju od velikog je značaja, te je stoga proveden

postupak desezoniranja kako bi se uklonili sezonski utjecaji. Desezoniranje je takoĎer

provedeno i nad podacima Republike Češke kako bi dobiveni rezultati bili pogodni za

usporedbu sa Hrvatskom.

Analizom vremenskih serija potrošnje i dohotka zaključeno je kako su obje serije u

Hrvatskoj i Češkoj integrirane reda 1, čime su serije pogodne za testiranje kointegracije.

Kointegracijom je utvrĎeno postojanje jedne kointegracijske veze izmeĎu varijabli što

ukazuje na činjenicu da postoji jaka dugoročna veza izmeĎu potrošnje i dohotka.

Trima metodama (FMOLS, CCR, DOLS) ocijenjena je funkcija potrošnje i utvrĎen je

iznos autonomne potrošnje i granične sklonosti potrošnji. Autonomna potrošnja

pokazala se nesignifikantnom u obje drţave što nikako nije u skladu sa ekonomskom

teorijom. Granična sklonost potrošnji iz bruto raspoloţivog dohotka u Republici

Hrvatskoj je pozitivna te iznosi 57% u cijelom promatranome razdoblju, dok je u

Republici Češkoj nešto manja gdje iznosi 53%. Navedeni procijenjeni parametri veoma

su signifikantni u obje drţave što upućuje na zaključak da kada se udio bruto

raspoloţivog dohotka poveća, dolazi i do povećanja konačne potrošnje kućanstva, što je

bilo i za očekivati.

Na kraju samog rada testirana je prisutnost autokorelacije i normalnost grešaka relacije,

gdje se ispostavilo da niti u slučaju Hrvatske, niti u slučaju Češke ne postoji

autokorelacija, te su greške relacije normalno distribuirane.

Iako su Republika Hrvatska te Republika Češka po svim gospodarskim pokazateljima

vrlo različite zemlje, njihove funkcije potrošnje nisu različite u tolikoj mjeri, budući da

je u obje zemlje utvrĎen dugoročni ravnoteţni odnos izmeĎu potrošnje i dohotka.

52

POPIS LITERATURE

KNJIGE:

Babić, M 2007, Makroekonomija, 15. dopunjeno i izmijenjeno izdanje, Mate d.o.o.,

Zagreb

Belullo, A 2011, Uvod u ekonometriju, Sveučilište Jurja Dobrile u Puli, Odjel za

ekonomiju i turizam „Dr. Mijo Mirković“, Pula

Blanchard, O 2005, Makroekonomija, 3. izdanje, Mate d.o.o, Zagreb

Borozan, Đ 2012, Makroekonomija, 3. izmijenjeno izdanje, Ekonomski fakultet Osijek,

Osijek

Dwivedi, ND 2010, Macroeconomics: Theory and Policy, 3.izdanje, Tata McGraw Hill,

New Delhi

Lovrić, Lj 2005, Uvod u Ekonometriju, Ekonomski fakultet Sveučilišta u Rijeci, Rijeka

James H. Stock and Mark W. Watson, 1993, Business Cycles, Indicators, and

Forecasting, Studies in Business Cycles volume 28, University of Chicago, Chicago

ČASOPISI:

Denona Bogović, N 2002, „Dugoročna obiljeţja osobne potrošnje u Republici

Hrvatskoj“, Ekonomski pregled, vol. 53, no.7-8, str. 622-639

Lovrinčević, Ţ & Mikulić, D 2003, „Modeliranje osobne potrošnje u Republici

Hrvatskoj EC1 modelom“, Ekonomski pregled, vol. 54, no. 9-10, str. 725-759

53

INTERNET:

Central inteligence agency, 2013, Croatia, datum pristupa: 13.03.2013.

<https://www.cia.gov/library/publications/the-world-factbook/geos/hr.html>

Central inteligence agency, 2013, Czech, datum pristupa: 13.03.2013.

<https://www.cia.gov/library/publications/the-world-factbook/geos/ez.html>

Czech statistical office, 2013, Unemployment rate, datum pristupa: 16.03.2013.

<https://www.czso.cz/eng/redakce.nsf/i/unemployment_rate >

Eurostat, 2013, GDP and main components, datum pristupa: 16.03.2013.

<http://appsso.eurostat.ec.europa.eu/nui/show.do?dataset=nama_gdp_c&lang=en>

Drţavni zavod za statistiku, BDP (realna stopa rasta), datum pristupa: 14.03.2013.

<http://www.dzs.hr/

Hrvatska gospodarska komora, 2013, Gospodarska kretanja, datum pristupa:

13.03.2013. <http://www.hgk.hr/wp-

content/blogs.dir/1/files_mf/gospodarska_kretanja_0397.pdf >

Hrvatska narodna banka, 2013, Ekonomski indikatori, datum pristupa 13.03.2013.

<http://www.hnb.hr/publikac/bilten/arhiv/bilten-190/hbilt190.pdf >

Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD), 2013, Gorss

domestic product (GDP), datum pristupa: 02.04.2013.

<http://stats.oecd.org/Index.aspx?DatasetCode=SNA_TABLE1>

Trading economics, 2013, Czech Republic GDP growth rate, datum pristupa:

16.03.2013. <http://www.tradingeconomics.com/czech-republic/gdp-growth >

54

POPIS TABLICA:

Tablica 1. BDP i BDP po stanovniku Republike Hrvatske za razboblje 2003.-2012.

godine ............................................................................................................................ 11

Tablica 2. BDP i BDP po stanovniku Republike Češke za razdoblje 2003.-2012. godine

........................................................................................................................................ 16

Tablica 3. Bruto raspoloţivi dohodak i konačna potrošnja kućanstva Hrvatske i Češke u

razdoblju od 2000. do 2012. godine .............................................................................. 22

Tablica 4. Desezonirani podaci za bruto raspoloţivi dohodak i konačnu potrošnju

kućanstva Republike Hrvatske i Češke u razdoblju od 2000. do 2012. godine

........................................................................................................................................ 25

POPIS GRAFIKONA:

Grafikon 1. Keynesova funkcija potrošnje ...................................................................... 4

Grafikon 2. Teorija relativnog dohotka ........................................................................... 6

Grafikon 3. Teorija potrošnje ţivotnog ciklusa ............................................................... 8

Grafikon 4. Kretanje realne stope rasta BDP-a Republike Hrvatske u razdoblju 2009.-

2013. godine .................................................................................................................. 11

Grafikon 5. Stopa nezaposlenosti u Republici Hrvatskoj u razdoblju 2002.- 2012.

godine ............................................................................................................................ 13

Grafikon 6. Prosječna godišnja stopa inflacije Republike Hrvatske u razdoblju 2002.-

2012. godine .................................................................................................................. 15

Grafikon 7. Kretanje realne stope rasta BDP-a Republike Češke u razdoblju 2002.-2012.

godine ............................................................................................................................ 17

55

Grafikon 8. Stopa nezaposlenosti u Republici Češkoj u razdoblju 2002.- 2012.

godine ............................................................................................................................ 18

Grafikon 9. Prosječna godišnja stopa inflacije Republike Češke u razdoblju 2002.-2012.

godine ............................................................................................................................ 19

Grafikon 10. Utjecaj sezone na dohodak u Republici Hrvatskoj u razdoblju 2000. -2012.

godine ............................................................................................................................ 23

Grafikon 11. Utjecaj sezone na potrošnju u Republici Hrvatskoj u razdoblju 2000.-2012.

godine ............................................................................................................................ 24

Grafikon 12. Dijagram desezoniranog rasipanja godišnje osobne potrošnje i dohotka

Republike Hrvatske ....................................................................................................... 26

Grafikon 13. Dijagram desezoniranog rasipanja godišnje osobne potrošnje i dohotka

Republike Češke ............................................................................................................ 26

Grafikon 14. Kretanje potrošnje i dohotka u Republici Hrvatskoj ............................... 38

Grafikon 15. Kretanje potrošnje i dohotka u Republici Češkoj .................................... 38

Grafikon 16. Korelogram Republike Hrvatske ............................................................. 47

Grafikon 17. Korelogram Republike Češke .................................................................. 47

IZJAVA

kojom izjavljujem da sam diplomski rad s naslovom MODELIRANJE DUGOROČNE

POVEZANOSTI POTROŠNJE I DOHOTKA U REPUBLICI HRVATSKOJ I

REPUBLICI ČEŠKOJ U RAZDOBLJU OD 2000. DO 2012. GODINE izradila

samostalno pod voditeljstvom doc. dr. sc. Ane Štambuk. U radu sam primijenila

metodologiju znanstveno-istraživačkog rada i koristila literaturu koja je navedena na

kraju diplomskog rada. Tuđe spoznaje, stavove, zaključke, teorije i zakonitosti koje sam

izravno ili parafrazirajući navela u diplomskom radu na uobičajen, standardan način

citirala sam i povezala s korištenim bibliografskim jedinicama. Rad je pisan u duhu

hrvatskog jezika.

Također, izjavljujem da sam suglasna s objavom diplomskog rada na službenim

stranicama Fakulteta.

Studentica

Andrea Ljubotina

sveuČiliŠte u rijeci ekonomski fakultetoliver.efri.hr/zavrsni/158.b.pdf · izvor: makroekonomija,...

Documents