Bruna Škarica - Odrednice Nenaplativih Zajmova u Zemljama Središnje i Istočne Europe
SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična...
Transcript of SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična...
![Page 1: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/1.jpg)
SVEUČILIŠTE U RIJECI
EKONOMSKI FAKULTET
Nikolina Pintur
MODELIRANJE STOPE RIZIKA OD SIROMAŠTVA U RH
DIPLOMSKI RAD
Rijeka, 2013. godina
![Page 2: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/2.jpg)
SVEUČILIŠTE U RIJECI
EKONOMSKI FAKULTET
MODELIRANJE STOPE RIZIKA OD SIROMAŠTVA U RH
DIPLOMSKI RAD
Predmet: Statističke metode za poslovno odlučivanje
Mentor: Dr.sc. Ana Štambuk
Student: Nikolina Pintur
Studijski smjer: Menadžment
JMBAG: 0081114456
Rijeka,14.rujan 2013.
![Page 3: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/3.jpg)
SADRŽAJ
1. UVOD............................................................................................................................ 1
1.1. Predmet istraživanja ........................................................................................ 2
1.2. Svrha i cilj istraživanja .................................................................................... 3
1.3. Metode istraživanja ......................................................................................... 3
1.4. Struktura rada ................................................................................................. 4
2. TEORIJSKI ASPEKT FUNKCIJE SIROMAŠTVA ...................................................... 5
2.1. Funkcija siromaštva korištena u diplomskom radu ......................................... 5
2.2. Tumačenje ključnih varijabli funkcije ............................................................. 6
2.2.1. Siromaštvo- stopa rizika od siromaštva .................................................... 7
2.2.2. Stopa rasta stanovništva ........................................................................... 8
2.2.3. Turističi dolasci ....................................................................................... 8
2.2.4. BDP ......................................................................................................... 9
2.2.5. Nezaposlenost ........................................................................................ 10
2.2.6. Industrijska proizvodnja ......................................................................... 11
2.2.7. Inflacija ................................................................................................. 13
3. DEFINIRANJE VARIJABLI MODELA .......................................................................... 15
3.1. Varijable i podaci za Hrvatsku .......................................................................... 15
4. EMPIRIJSKO ISTRAŽIVANJE ...................................................................................... 16
4.1. Modeliranje prema podacima ........................................................................ 16
4.1.1. Provedba jediničnog (unit root testa) po varijablama .............................. 17
4.1.2. Ocijenjivanje funkcija ............................................................................ 28
4.2. Testiranje modela.......................................................................................... 33
4.2.1. Normalnost pogreške relacije- JARQUE-BERA TEST .............................. 33
![Page 4: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/4.jpg)
4.2.2. Heteroskedastičnost –WHITE TEST .......................................................... 34
4.2.3. Autokorelacija- DW TEST ........................................................................ 35
5. ZAKLJUČAK .................................................................................................................. 37
POPIS LITERATURE ......................................................................................................... 39
POPIS TABLICA: .................................................................................................. 41
POPIS GRAFIKONA ............................................................................................. 41
POPIS SLIKA ......................................................................................................... 41
![Page 5: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/5.jpg)
1
1. UVOD
Siromaštvo je statičko stanje, ponajviše određeno neposjedovanjem odgovarajućeg
dohotka, dok je socijalna isključenost dinamičan proces.
Smatra se da je siromaštvo staro kao i čovječanstvo, cijelo se vrijeme kroz povijest
mijenjala slika siromaštva te je moguće uočiti nekoliko evolucija predodžbe siromašnih
i odnosa prema njima. Siromaštvo se u suvremenom društvu promijenilo utoliko što je
ono skoro do početka prošlog stoljeća bilo obilježje većine, a danas (otprilike od 60-ih)
pogađa tek manjinu stanovništva. Ujedno, dok je siromaštvo početkom 20. stoljeća bilo
akutno i ciklično, a siromašni su živjeli u potpuno različitoj kulturi od kulture srednjih
slojeva, nakon sredine dvadesetog stoljeća ono postaje kronično i strukturno, a uvelike
nestaju razlike u težnjama i načinu života siromašnih i srednje klase. Nezaposlenost i
slaba razina obrazovanja smatraju se glavnim uzrocima siromaštva, međutim ni
zaposlenje danas više nije sigurna brana protiv egzistencijalnih nedaća, pa siromaštvo
pogađa i one koji stalno rade ali slabo zarađuju. Tehnološki napredak i globalizacija
gospodarstva znači pojačanu ugroženost pojedinih, najčešće klasičnih
niskoakumulativnih grana gospodarstva, pa su zaposleni u njima jače izloženi
nesigurnosti, malim primanjima i /ili ostajanju bez posla.
Velik broj teoretičara uz siromaštvo veže i nejednakost što nastaje u raspodjeli
bogatstva i dohotka. Nužno je pritom razlikovati siromaštvo od nejednakosti, jer
nejednakost se odnosi na životni standard cjelokupnog stanovništva, dok siromaštvo
razmatra apsolutni životni standard siromašnog dijela stanovništva. Ako u društvu raste
nejednakost, to ne mora nužno značiti da se pogoršava položaj siromašnih, jer
siromaštvo naprosto nije samo aspekt nejednakosti.
Rast dohodovne nejednakosti posebno je izražen u zemljama u tranziciji, pa je Gini-
koeficijent nejednakosti (koji se kreće u vrijednostima od 0 – savršena jednakost, i 1 –
potpuna nejednakost) u njima viši (uglavnom od 0,3 do 0,4), dok je u razvijenim
zemljama (osim SAD-a i Velike Britanije) obično niži (u skandinavskim zemljama je
0,25; u Italiji 0,27; a u Njemačkoj 0,30). Mnoga istraživanja razmatraju uzroke
![Page 6: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/6.jpg)
2
dohodovne nejednakosti u razvijenim društvima, pa sukladno rezultatima mnogi
ekonomisti vjeruju da ključni čimbenik koji posljednjih godina potiče povećanje
nejednakosti jest povećanje zarade obrazovanijih pojedinaca. Tehnološke promjene su
uzrokovale da zaposleni s višim obrazovanjem sada zarađuju relativno više nego
njihove kolege.
Prema definiciji OUN-a, siromašnima se smatraju osobe koje su se odrekle načina
života, komfora i dostojanstva, koji se smatraju normalnim u društvu u kojem žive.
Siromaštvo se mjeri stalno promjenljivim normama određenog društva i njegovih užih
sredina. Po tim kriterijima, siromaštvo se dijeli na bijedu ili apsolutno siromaštvo,
relativno siromaštvo, pauperizam i novo siromaštvo (Politika,Svjetski dan borbe protiv
siromaštva).
UN su 17. listopada proglasili Svjetskim danom borbe protiv siromaštva.
Siromaštvo kao pojava prikazuje stanje gospodarstva neke zemlje kao rezultat
uspješnosti mjera ekonomske i društvene politike, globalnih utjecaja, te ocrtava trenutne
trendove na tržištu rada. Trećina stanovništva Hrvatske je siromašna, a bit će ih sve
više. Prije krize siromaštvo je bilo povezano s dugotrajnom nezaposlenošću i
neaktivnošću, pogađajući većinom niskokvalificiranu radnu snagu, no danas siromaštvo
pogađa razvijenije i urbane dijelove zemlje. U EU od Hrvatske su siromašnije jedino
Bugarska, Rumunjska, Litva i Letonija (Banka, Vrijeme je za ozbiljan razgovor o
siromaštvu).
Ovaj diplomski rad prikazat će siromaštvo s teorijske strane, kao i u obliku statističkog
modela pomoću kojeg će se objasniti koje makroekonomske varijable utječu na
siromaštvo u Hrvatskoj.
1.1. Predmet istraživanja
Predmet istraživanja je siromaštvo, konkretno u ovom radu, kroz godišnje podatke
vremenskog niza 1990-2011, primjenom višestrukih regresijskih tehnika cilj je bio
otkriti odnos između makroekonomskih varijabli i stope rizika od siromaštva. Inflacija,
![Page 7: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/7.jpg)
3
rast BDP-a, rast populacije, industrijska proizvodnja, turistički dolasci i stopa
nezaposlenosti uzete su kao nezavisne varijable, a stopa rizika od siromaštva kao
zavisna varijabla.
1.2. Svrha i cilj istraživanja
Svrha i cilj ovog rada bio je istražiti utjecaj različitih makroekonomskih varijabli koje
utječu na dobrobit siromašnih u Hrvatskoj.
Ispunjenje svrhe istraživanja vodi ka ispunjenju krajnjeg cilja istraživanja a to je prikaz
stanja u Hrvatskoj.
1.3. Metode istraživanja
Kako bi se ispunili svrha i cilj istraživanja, koristit će se nekoliko znanstvenih metoda.
Ponajprije će se prikazati model siromaštva metodom kompilacije1, zatim će se prikupiti
sekundarni podaci za stopu rizika od siromaštva i ostale makroekonomske varijable
(stopu registrirane nezaposlenosti, stopu rasta stanovništva, stopu promjene turističkih
dolazaka, stopu promjene industrijske proizvodnje, stopu inflacije, stopu rasta BDP-a).
kako bi se statističkom metodom mogli analizirati i metodom komparacije usporediti.
Matematičkom metodom najprije će se prikazati i objasniti zakonitosti pojava a
metodom modeliranja će se dobiti znakovni sustav (model) koji će dobivene podatke s
modela prenijeti na prikupljene podatke. Istinitost početno postavljenih hipoteza
provjerit će se metodom dokazivanja, a zaključak metodom deskripcije.
1 Metoda kompilacije je postupak preuzimanja tuđih rezultata znanstvenoistraživačkog rada, odnosno
tuđih opažanja, stavova, zaključaka i spoznaja.
![Page 8: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/8.jpg)
4
1.4. Struktura rada
Rad je strukturiran od 5 glavnih poglavlja s dodatnim potpoglavljima. U prvom
poglavlju „Uvodu“ ukratko se uvodi čitatelja u problem istraživanja, svrhu i cilj kao i
metode korištene u znanstvenoistraživačkom radu. Drugo poglavlje „Teorijski aspekt
siromaštva“ daje uvid u sam pojam predmeta istraživanja i čine ga konkretne činjenice i
zaključci sažeti iz stručne literature. U trećem poglavlju pod nazivom „Definiranje
varijabli modela“ predstavljaju se parametri funkcije, odnosno varijable korištene u
modelu i to podaci prikupljeni metodom kompilacije koje će se naknadno i primijeniti,
u četvrtom poglavlju pod nazivom „Empirijsko istraživanje“. To je ujedno i najopširniji
i najvažniji dio ovog rada, analitičko – eksperimentalnog karaktera u kojem će se
nastojati ispuniti svrha i cilj rada. Na osnovu istraženog donijeti će „Zaključak“ kao
posljednje poglavlje znanstvenoistraživačkog rada.
![Page 9: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/9.jpg)
5
2. TEORIJSKI ASPEKT FUNKCIJE SIROMAŠTVA
Siromaštvo je trajan i globalan problem, vidljiv na svjetskoj razini.
Iako je vidljivo poboljšanje na pojedinim područjima životnog standarda što podrazumijeva
dostupnost osnovne zdravstvene zaštite i temeljnog obrazovanja, smanjenje dječje
smrtnosti, duži životni vijek itd.,broj siromašnih u svijetu još uvijek se ne smanjuje.
U ovom poglavlju ukratko su sažeta teoretska saznanja o promatranom predmetu
istraživanja, odnosno protumačene su makroekonomske varijable koje su usko
povezane sa problemom siromaštva i sa stopom rizika od siromaštva.
2.1. Funkcija siromaštva korištena u diplomskom radu
U ovom diplomskom radu je korištena funkcija siromaštva prema autorima Dr. Hazoor
Muhammad Sabir i Safdar Hussain Tahir (2012). Oni su u svom
znanstvenoistraživačkom radu „The impact of different macroeconomic variables on
poverty in Pakistan“ formirali i primijenili funkciju siromaštva. Funkcija siromaštva
korištena u radu glasi:
Y = β0 + β1INF + β2GDP + β3PGR + β4MAJC + β5MINC + β6LS + β7PCI+ μi
Gdje je:
Y = Siromaštvo
INF = Stopa inflacije
BDP = Stopa rasta BDP-a
POP = Stopa rasta stanovništva
MAJC = Stopa rasta uzgoja važnijih usjeva
MiNC = Stopa rasta uzgoja manjih usjeva
![Page 10: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/10.jpg)
6
LS = Stopa rasta uzgoja stoke
PCI = Stopa rasta dohotka po glavi stanovnika
μi = Pogreška
Za potrebe ovog istraživanja funkcija siromaštva je modificirana, jer prema mnogim
razmatranjima poljoprivreda, stočarstvo i ostale varijable koje imaju znatan utjecaj na
siromaštvo u Pakistanu ne utječu u tolikoj mjeri na dobrobit siromašnih u Hrvatskoj pa
su zamijenjene nekim kompatibilnijim i bitnijim za Hrvatsku, rezultat toga je sljedeća
funkcija modela:
Y = β0+β1UNEM + β 2POP + β3TA + β4IP + β5INF + β6GDP + μi
Gdje je
Y = Stopa rizika od siromaštva
UNEM=Stopa registrirane nezaposlenosti
POP = Stopa rasta stanovništva
TA= Stopa turističkih dolazaka
IP= Industrijska proizvodnja
INF =Stopa inflacije
GDP = Stopa rasta BDP-a
μi = Pogreška
2.2. Tumačenje ključnih varijabli funkcije
Pretpostavka je valjane ekonomske analize da prikupljene empirijske i znanstvene
podatke o nekoj pojavi najprije sistematizira, kako bi se moglo cjelovito i objektivno
pristupiti detaljnijem proučavanju tih podataka.
Nakon prikupljanja podataka o nekoj pojavi pristupa se analizi, te proučavanju te
pojave. Ekonomska se pojava raščlanjuje na svoje sastavne elemente, čija svojstva se
proučavaju te na temelju njih se zatim donosi zaključak.
![Page 11: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/11.jpg)
7
Ekonomski model je slika u kojoj su predočene međuovisnosti između varijabli
ekonomskog sustava, a pojave ili elementi koji se proučavaju nazivaju se varijablama
modela.
Ekonomski model skup jednadžbi kojima su izražene međuovisnosti između
ekonomskih varijabli nekog ekonomskog sustava (Babić, 1995:16).
S obzirom na narav relacija između varijabli u modelu, koje mogu biti determinističke
(funkcionalne) ili stohastičke, modele općenito dijelimo na matematičke ili
determinističke i ekonometrijske (Babić, 1995:17).
U nastavku su teoretski definirane varijable korištenog modela.
2.2.1. Siromaštvo- stopa rizika od siromaštva
Osnovni pokazatelj siromaštva je stopa rizika od siromaštva. To je postotak osoba
koje imaju raspoloživi ekvivalentni dohodak ispod praga rizika od siromaštva.
Stopa rizika od siromaštva ne pokazuje koliko je osoba stvarno siromašno, nego koliko
njih ima dohodak ispod praga rizika od siromaštva.
Siromaštvo nije jednostavno mjeriti ono se može definirati pomoću neke visine dohotka
ili razine blagostanja, može se shvatiti kao apsolutna ili relativna kategorija te se pri
opredjeljivanju tko je, a tko nije siromašan upotrebljavaju subjektivna ili objektivna
mjerila.
![Page 12: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/12.jpg)
8
2.2.2. Stopa rasta stanovništva
Pri kraju 18. stoljeća Thomas Malthus zaključio je da ako se stanovništvo nesmetano
povećava, ono je predmet eksponencijalnog rasta. Strahovao je da će porast
stanovništva premašiti porast u proizvodnji hrane, pa će stanovništvo uvijek živjeti u
gladi i siromaštvu.
Što se tiče povratnog efekta rasta stanovništva na ekonomski rast, većina istraživačkih
studija nalazi slabu negativnu korelaciju između rasta stanovništva i per capita dohotka.
No taj je utjecaj djelomično umanjen i za promjene u stopi participacije radne snage.
Izostaju snažni negativni efekti povećanog rasta stanovništva na ekonomski rast koje
predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142).
Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a u svijetu se broj ljudi
svakodnevno povećava za 200 000, a očekuje se da će stanovništvo svijeta do 2050.
porasti za 2,5 milijarde, sa sadašnjih 6,7 mlrd na 9,2 mlrd koje se očekuju 2050 godine.
2.2.3. Turističi dolasci
Hrvatski turizam smatra se jednom od najvažnijih gospodarskih grana Republike
Hrvatske. Povijest turizma u Hrvatskoj seže do sredine 19. stoljeća, što rezultira
činjenicom da je Hrvatska jedno od najposjećenijih i najvažnijih turističkih odredišta
Sredozemlja.
Hrvatska iz godine u godinu ostvaruje sve veće prihode od turizma, što djelomično
popravlja sliku gospodarstva, mnogo puta je proglašena top destinacijom.
Uz sve pozitivne strane koje turizam ima u Hrvatskoj koje se očituju na gospodarskoj
razini, javljaju se i negativni učinci koje ostavlja na prirodnu okolinu (zagađenje plaža
zbog prenapučenosti), te porast cijena smještaja, porast cijena osnovnih namirnica.
![Page 13: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/13.jpg)
9
Kao glavni nedostatak turizma u Hrvatskoj navodi se nedostatak financijske ulagačke
moći, profesionalnog osoblja, sadržajna kvaliteta turističke ponude često je siromašna
ili poražavajuća.
2.2.4. BDP
Bruto domaći proizvod glavni je makroekonomski pokazatelj, odnosno mjerilo
gospodarske aktivnosti neke zemlje u određenoj godini, koji iskazuje vrijednost ukupne
proizvodnje unutar granica određene zemlje ili države.
Ako ulagač iz neke strane države investira u gradnju hotela u Hrvatskoj to ulaganje se
pridodaje bruto domaćem proizvodu Hrvatske.
Potrebno razlikovati dvije vrste bruto domaćeg proizvoda, a to su :
- Nominalni bruto domaći proizvod se izražava u tekućim cijenama, pri čemu se
pri obračunu BDP-a količina množi s cijenama koje su aktualne u godini.
- Realni bruto domaći proizvod se izražava u stalnim cijenama, pri čemu se u
obračunu BDP-a količina množi s cijenama određene bazne godine i koje se
primjenjuju u svim godinama obračuna na jednakom nivou.
BDP deflator je odnos između nominalnog i realnog bruto domaćeg proizvoda
izračunava prema sljedećem obrascu :
BDP deflator = (Nominalni BDP / Realni BDP) x 100
BDP je suma industrijske proizvodnje, rada, prodaje te aktivnosti u uslužnom sektoru
gospodarstva određene zemlje.
Obično se računa za vremensko razdoblje od godine dana, ali postoji i analiza
kratkoročnih i dugoročnih trendova koji se koriste u svrhe prognoze budućeg stanja,
može se računati i po glavi stanovnika (po osobi) i takav BDP se naziva „BDP per
capita“, a prikazuje relativni razvoj nacije.
![Page 14: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/14.jpg)
10
BDP je bitan parametar u ocjeni stanja nacionalne ekonomije, a računa se kao suma
osobne potrošnje, investicija, državne potrošnje i razlike između uvoza i izvoza.
BDP = osobna potrošnja + investicije + (državna potrošnja) + (izvoz - uvoz), odnosno,
BDP = C + I + G + (XM)
Osobna potrošnja (engl.consumption) se kao što je vidljivo u relaciji, označava slovom
C, a označava dobra i usluge koje su kupili potrošači, od hrane, stvari, automobila, do
avionskih karata i putovanja. Osobna je potrošnja daleko najveća komponenta BDP-a.
Investicije (engl.investments) su u relaciji označene velikim slovom I, a zbroj su
nestambenih investicija, kupovine novih tvornica ili strojeva od strane poduzeća i
stambenih investicija, kupnja kuća i stanova od strane pojedinaca.
Državna potrošnja (engl.government spending) se u relaciji označava slovom G, a
predstavlja kupnju dobara i usluga od strane savezne, državne ili lokalne vlasti.
Važno je naglasiti da državna potrošnja ne uključuje državne transfere kao što su
doprinosi za zdravstveno i socijalno osiguranje kao ni kamatna plaćanja na državni dug.
Iako se očito radi o državnim troškovima, oni ne predstavljaju kupnju dobara ili usluga
(Blanchard, 2011:44).
2.2.5. Nezaposlenost
Pojam nezaposlenosti ima različita značenja ovisno u kojem kontekstu se koristi, tako
taj isti pojam označava evidentiranost na listi zavoda za zapošljavanje ili pravo na
novčanu naknadu za nezaposlene, dok ujedno može označavati stav, to jest spremnost
na prihvaćanje posla pod određenim uvjetima .
Nezaposlenost se može odnositi i na socijalne teškoće unutar određenog gospodarskog
sustava, kao i na neravnotežu ponude i potražnje rada na pojedinim dijelovima ili na
cjelokupnom tržištu rada (Mrnjavac, 1996:25).
![Page 15: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/15.jpg)
11
Stopa nezaposlenosti je omjer broja nezaposlenih i ukupno raspoložive radne snage
izražena kao postotak, prikazuje stanje gospodarstva, uspješnost gospodarske politike,
te je mjerilo težine socijalnih teškoća i razlika u društvu.
Međunarodna organizacija rada (ILO) nezaposlenima smatra sve osobe starije od
određene dobne granice za mjerenje ekonomski aktivnog stanovništva, koje su tijekom
referentnog razdoblja bile bez posla i one koje su u svakom trenutku bile na
raspolaganju za posao, te tražile posao, tj. poduzimale određene korake u cilju
pronalaženja posla.
Dva su načina prikupljanja podataka o nezaposlenima:
- periodično anketiranje uzorka radne snage
- evidencija nezaposlenih prijavljenih na zavodu za zapošljavanje
2.2.6. Industrijska proizvodnja
Industrija uključuje velik broj ljudi, a podrazumijeva skup ljudskih djelatnosti koje su
okrenute proizvodnji roba i usluga. Taj pojam obično podrazumijeva i nekakvu podjelu
rada, za razliku od obrta, gdje se ista osoba može brinuti za cijeli proces: upravljanje,
proizvodnju i prodaju.
U Hrvatskoj do pojave recesije industrijska proizvodnja je imala značajno mjesto u
ukupnoj proizvodnji. Isticale su se prerađivačka i petrokemijska industrija te
brodogradnja, dok je značajna bila proizvodnja u građevinskom sektoru i energetici.
Mnoge tvornice tekstilne, kožarske, metalne i drvne industrije su ugašene u procesu
tranzicije ili su stradale u ratu. Pojedine industrije ipak i dalje ostvaruju pozitivne
rezultate i sudjeluju u vanjskoj trgovini. U 2011.godini vrijednost prodaje industrijskih
proizvoda iznosila je 129,8 milijarda kuna od čega na izvoz otpada 49,1 milijarda kuna.
![Page 16: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/16.jpg)
12
Vodeće industrijske grane u Hrvatskoj prema ukupnom prihodu su proizvodnja hrane,
pića i duhana, a slijede kemijska i naftna industrija.
Smatra se da se budućnost razvitka i jačanja hrvatske industrije krije u:
-uvođenju suvremenih tehnologija i novih proizvoda,
-realizaciji zajedničkih ulaganja,
-uspostavljanju strateškog partnerstva s inozemnim tvrtkama, te
-osvajanju novih tržišta
Sposobna radna snaga koja podrazumijeva visokoobrazovane stručnjake kako u svim
područjima tako i u području inženjerstva i računalne tehnologije dobar su temelj za
strana ulaganja u napredne tehnologije na području industrije u Hrvatskoj.
![Page 17: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/17.jpg)
13
2.2.7. Inflacija
Inflacija je povećanje agregatne razine cijena u odnosu na vrijednost novca. Pojam
inflacije također se može definirati kao pad vrijednosti novca (Ekopen, Inflacija).
Kao što je spomenuto jedna od posljedica inflacije smanjenje vrijednosti novca i opći
rast cijena.
Ovisno o načinu na koji je izazvana inflacija razlikuje se:
APSOLUTNA INFLACIJA- nastaje povećanjem količine novca u prometu
RELATIVNA INFLACIJA- nastaje povećanjem brzine opticaja novca, pri
čemu ne dolazi do povećanja stvarne količine novca u opticaja.
Prema uzroku inflacije Paul Einzig razlikuje (Poslovni dnevnik, Inflacija):
novčanu,
kreditnu,
kupovne moći,
budžetsku,
cjenovnu (posljedica oporezivanja),
pretjeranog investiranja kao posljedica pada proizvodnje,
izazvanu devalvacijom ili deprecijacijom u odnosu na stranu valutu,
uvoznu inflacija,
kao posljedica nestašica,
inflaciju osiguranja i drugih izdataka socijalne skrbi i pune zaposlenosti,
inflaciju cijena izazvana restrikcijama u vanjskoj trgovini.
S obzirom na opseg i tempo razlikuje se velika ili hiperinflacija ili galopirajuća te
puzajuća ili sekundarna inflacija.
Stopa inflacije koja se izračunava na temelju podataka indeksa potrošačkih cijena je
promjena nivoa cijena dobara i usluga za osobnu potrošnju između baznog, tj. početnog
mjeseca i konačnog mjeseca izabranog razdoblja.
![Page 18: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/18.jpg)
14
Godišnja stopa inflacije jest promjena u tijeku godine tj. od početka do kraja godine,
dok prosječna godišnja stopa inflacije podrazumijeva prosječnu promjenu tekuće godine
u odnosu na prethodnu godinu.
Jednostavna jednadžba stope inflacije glasi:
SI = [(razina cijena vremenskog razdoblja 2 - razina cijena vremenskog razdoblja 1 ) /
razina cijena vremenskog razdoblja 1] x 100
Indeks potrošačkih cijena (CPI) koji mjeri troškove tržišne košare dobara i usluga
potrebnih za svakodnevni život, također se koristi za mjerenje inflacije, osim toga
koristi se i GDP deflator i rjeđe indeks proizvođačkih cijena.
![Page 19: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/19.jpg)
15
3. DEFINIRANJE VARIJABLI MODELA
Za potrebe formiranja i testiranja modela prikupljeni su podaci o stopi rizika od
siromaštva, inflaciji, rastu BDP-a, rastu populacije, industrijskoj proizvodnji, turističkim
dolascima i stopi nezaposlenosti u Hrvatskoj.
3.1. Varijable i podaci za Hrvatsku
Podaci za Hrvatsku, korišteni u modelu kao varijable su prikupljeni preko različitih
statističkih baza podataka i sabrani u tablicu 1.
Tablica 1. Prikupljeni podaci za Hrvatsku za razdoblje od 2000. – 2011. godine
Izvor: Izradila studentica prema podacima sa statističkih baza podataka dostupnim na:
www.dzs.hr i www.eurostat.eu
Stopa rizika
od
siromaštva
(%)
Stopa
promjene
dolaska
turista (%)
Stopa
promjene
industrijske
proizvodnje
(%)
Godišnja
stopa
inflacije (%)
Stopa rasta
BDP- a (%)
Stopa rasta
stanovništva
(%)
Stopa
registrirane
nezaposlenosti
(%)
Godina /
varijabla
Y TA IP INF GDP POP UNEM
2000. 16,2 39 1,6 5,5 3,8 -2,85 21,1
2001. 17,2 10 5,9 2,4 3,7 0,032 22
2002. 18,2 6 5 1,8 4,9 0 22,3
2003. 16,9 7 3,3 1,7 5,4 0 19,2
2004. 16,7 6 3,2 2,7 4,1 -0,02 18
2005. 17,3 6 4,6 3,6 4,3 0,07 17,9
2006. 16,3 4 4,1 2,1 4,9 -0,05 16,6
2007. 17,4 8 4,9 5,8 5,1 -0,09 14,8
2008. 17,4 0 1,2 2,9 2,1 -0,05 13,2
2009. 18 -3 -9,2 1,9 -6,9 -0,11 14,9
2010. 20,6 3 -1,4 1,8 -2,3 -0,25 17,4
2011. 21,1 8 -1,2 2,1 0 -0,34 17,9
![Page 20: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/20.jpg)
16
4. EMPIRIJSKO ISTRAŽIVANJE
Empirijska istraživanja ključna su komponenta rada u društvenim znanostima. Cilj
empirijskog istraživanja je doseći neke spoznaje o društvenoj stvarnosti primjenom
različitih metoda, modela i teorijskih pretpostavki.
Empirijska istraživanja su opsežna, skupa te organizacijski zahtjevna, a osim izvještaja i
znanstvenih radova iza svakog takvog istraživanja ostaje i baza prikupljenih podataka.
Upravo se i ovo empirijsko istraživanje temelji na podacima prikupljenima iz različitih
baza podataka. Konkretno, podaci za Hrvatsku preuzeti su sa statističkih baza i
publikacija Državnog zavoda za statistiku, kao i sa statističke baze Eurostat-a. Podaci su
prikupljeni te podvrgnuti testiranju u statističkom programu Eviews. Ponajprije se to
testiranje odnosi na provedbu jediničnog korijena (unit root testa), kako bi se ispitalo
prisustvo problema nestacionarnosti.
S obzirom na mali raspon podataka, model nije namjenjen za znanstvena prognoziranja
već se testiranje vrši da bi se istražile određene pretpostavke.
U nastavku su rezultati testiranja.
4.1. Modeliranje prema podacima
U ovom dijelu diplomskog rada modelira se funkcija rizika od siromaštva za RH prema
prikupljenim podacima o industrijskoj proizvodnji, rastu stanovništva, BDP-u, inflaciji,
turističkim dolascima te nezaposlenosti za razdoblje od 2001. do 2011. godine. Za
početak se provodi jedinični korijen (unit root test), te će se prema rezultatima formirati
model .
![Page 21: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/21.jpg)
17
4.1.1. Provedba jediničnog testa (unit root) po varijablama
Jedinični korijen se provodi nad svim varijablama modela, te ukoliko je potrebno na
njihovim 1. i 2. diferencijama.
Varijabla ima jedinični korijen (unit root) ukoliko je t-vrijednost manja od kritične
vrijednosti za izabranu razinu značajnosti. U nastavku su prikazani ispisi testiranja u
računalnom programu Eviews i kratka objašnjenja.
Testiranje će se izvršiti na razini signifikantnosti od 10%
a) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla Y - stopa rizika od
siromaštva
Null Hypothesis: Y has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.247681 0.9046
Test critical values: 1% level -4.200056
5% level -3.175352
10% level -2.728985
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 11
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(Y)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 22:59
Sample (adjusted): 2001 2011
Included observations: 11 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Y (-1) -0.072930 0.294450 -0.247681 0.8099
C 1.719734 5.156031 0.333538 0.7464
R-squared 0.006770 Mean dependent var 0.445455
Adjusted R-squared -0.103589 S.D. dependent var 1.071787
S.E. of regression 1.125932 Akaike info criterion 3.238065
![Page 22: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/22.jpg)
18
Sum squared resid 11.40950 Schwarz criterion 3.310409
Log likelihood -15.80936 Hannan-Quinn criter. 3.192462
F-statistic 0.061346 Durbin-Watson stat 1.958876
Prob(F-statistic) 0.809939
*OBJAŠNJENJE: Varijabla Y ima jedinični korijen (p=0,90 > 0,10) što znači da nije
stacionarna, te je potrebno testirati 1. diferenciju varijable, a to se odnosi na razliku
vrijednosti između promatranih razdoblja. Početna hipoteza u testiranju je da 1.
diferencija varijable ima jedinični korijen
b) Testiranje jediničnog korijena (unit root ) – varijabla Y – 1. diferencija
Null Hypothesis: D(Y) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.055705 0.0633
Test critical values: 1% level -4.297073
5% level -3.212696
10% level -2.747676
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 10
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(Y,2)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:05
Sample (adjusted): 2002 2011
Included observations: 10 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(Y (-1)) -1.062348 0.347660 -3.055705 0.0157
C 0.417433 0.402746 1.036467 0.3303
R-squared 0.538568 Mean dependent var -0.050000
Adjusted R-squared 0.480889 S.D. dependent var 1.635203
S.E. of regression 1.178153 Akaike info criterion 3.342630
Sum squared resid 11.10436 Schwarz criterion 3.403147
Log likelihood -14.71315 Hannan-Quinn criter. 3.276243
F-statistic 9.337336 Durbin-Watson stat 2.038635
Prob(F-statistic) 0.015685
![Page 23: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/23.jpg)
19
*OBJAŠNJENJE: Iz testiranja je vidljivo da 1. diferencija varijable Y nema jedinični
korijen((p= 0,06 < 0,1) te je kao takva primjenjiva u testiranju modela.
c) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla TA - stopa turističkih
dolaska
Null Hypothesis: TA has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.297534 0.0000
Test critical values: 1% level -4.200056
5% level -3.175352
10% level -2.728985
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 11
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(TA)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:10
Sample (adjusted): 2001 2011
Included observations: 11 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
TA (-1) -0.824698 0.099391 -8.297534 0.0000
C 86.09924 10.76644 7.997000 0.0000
R-squared 0.884392 Mean dependent var -2.818182
Adjusted R-squared 0.871546 S.D. dependent var 9.621000
S.E. of regression 3.448208 Akaike info criterion 5.476552
Sum squared resid 107.0113 Schwarz criterion 5.548897
Log likelihood -28.12104 Hannan-Quinn criter. 5.430949
F-statistic 68.84908 Durbin-Watson stat 1.540468
Prob(F-statistic) 0.000017
*OBJAŠNJENJE: Testiranjem je utvrđeno da varijabla TA nema jedinični korijen (p=
0,00 < 0,10) te je kao takva stacionarna i primjenjiva u daljnjem testiranju modela.
![Page 24: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/24.jpg)
20
d) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla IP - industrijska
proizvodnja
Null Hypothesis: IP has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.750834 0.3821
Test critical values: 1% level -4.200056
5% level -3.175352
10% level -2.728985
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 11
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(IP)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:17
Sample (adjusted): 2001 2011
Included observations: 11 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
IP (-1) -0.533859 0.304917 -1.750834 0.1139
C 0.871412 1.404906 0.620263 0.5505
R-squared 0.254067 Mean dependent var -0.254545
Adjusted R-squared 0.171185 S.D. dependent var 4.550465
S.E. of regression 4.142710 Akaike info criterion 5.843543
Sum squared resid 154.4584 Schwarz criterion 5.915887
Log likelihood -30.13949 Hannan-Quinn criter. 5.797940
F-statistic 3.065421 Durbin-Watson stat 1.804150
Prob(F-statistic) 0.113894
*OBJAŠNJENJE: Iz rezultata testiranja je zaključeno da IP ima jedinični korijen (p=
0,32 > 0,10) i kao takva nije stacionarna, te je potrebno provesti testiranje na 1.
diferenciji varijable.
![Page 25: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/25.jpg)
21
e) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla IP - 1. diferencija
Null Hypothesis: D(IP) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.841100 0.0196
Test critical values: 1% level -4.297073
5% level -3.212696
10% level -2.747676
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 10
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(IP,2)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:21
Sample (adjusted): 2002 2011
Included observations: 10 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(IP(-1)) -1.239702 0.322747 -3.841100 0.0049
C -0.781911 1.471031 -0.531539 0.6095
R-squared 0.648414 Mean dependent var -0.410000
Adjusted R-squared 0.604466 S.D. dependent var 7.380522
S.E. of regression 4.641721 Akaike info criterion 6.084904
Sum squared resid 172.3646 Schwarz criterion 6.145421
Log likelihood -28.42452 Hannan-Quinn criter. 6.018517
F-statistic 14.75405 Durbin-Watson stat 2.185465
Prob(F-statistic) 0.004939
*OBJAŠNJENJE: Ova serija je stacionarna, a to se lako može zaključiti ( p = 0.02 <
0,10) iz rezultata testiranja.
![Page 26: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/26.jpg)
22
f) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla INF - stopa inflacije
Null Hypothesis: INF has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.678523 0.0226
Test critical values: 1% level -4.200056
5% level -3.175352
10% level -2.728985
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 11
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INF)
Method: Least Squares
Date: 09/11/13 Time: 17:26
Sample (adjusted): 2001 2011
Included observations: 11 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
INF (-1) -1.006784 0.273692 -3.678523 0.0051
C 2.638040 0.887632 2.971997 0.0157
R-squared 0.600560 Mean dependent var -0.309091
Adjusted R-squared 0.556178 S.D. dependent var 1.902343
S.E. of regression 1.267341 Akaike info criterion 3.474685
Sum squared resid 14.45538 Schwarz criterion 3.547029
Log likelihood -17.11077 Hannan-Quinn criter. 3.429081
F-statistic 13.53153 Durbin-Watson stat 1.900311
Prob(F-statistic) 0.005087
*OBJAŠNJENJE: Testiranjem je utvrđeno da je varijabla stacionarna i primjenjiva u
modelu (p =0,02 < 0,10).
![Page 27: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/27.jpg)
23
g) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla GDP - stopa rasta
BDP-A
Null Hypothesis: GDP has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.442848 0.5231
Test critical values: 1% level -4.200056
5% level -3.175352
10% level -2.728985
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 11
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDP)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:25
Sample (adjusted): 2001 2011
Included observations: 11 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GDP (-1) -0.389985 0.270289 -1.442848 0.1829
C 0.686234 1.219516 0.562710 0.5874
R-squared 0.187858 Mean dependent var -0.345455
Adjusted R-squared 0.097620 S.D. dependent var 3.449163
S.E. of regression 3.276487 Akaike info criterion 5.374386
Sum squared resid 96.61828 Schwarz criterion 5.446731
Log likelihood -27.55912 Hannan-Quinn criter. 5.328783
F-statistic 2.081810 Durbin-Watson stat 1.745883
Prob(F-statistic) 0.182948
*OBJAŠNJENJE: U ovome slučaju nul hipoteza se ne može odbaciti budući da je (p=
0,52 > 0,10) te se stoga tvrdi da i ova vremenska serija nije stacionarna. Potrebno
provesti testiranje na 1. diferenciji varijable.
![Page 28: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/28.jpg)
24
h) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla GDP – 1. diferencija
Null Hypothesis: D(GDP) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.910200 0.0785
Test critical values: 1% level -4.297073
5% level -3.212696
10% level -2.747676
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 10
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDP,2)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:28
Sample (adjusted): 2002 2011
Included observations: 10 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(GDP (-1)) -1.061715 0.364826 -2.910200 0.0196
C -0.407646 1.237130 -0.329510 0.7502
R-squared 0.514247 Mean dependent var 0.240000
Adjusted R-squared 0.453527 S.D. dependent var 5.205809
S.E. of regression 3.848331 Akaike info criterion 5.710013
Sum squared resid 118.4772 Schwarz criterion 5.770530
Log likelihood -26.55006 Hannan-Quinn criter. 5.643625
F-statistic 8.469261 Durbin-Watson stat 1.958691
Prob(F-statistic) 0.019583
*OBJAŠNJENJE: Provedbom jediničnog korijena (unit root testa) utvrđeno je kako je
1. diferencija varijable stacionarna i primjenjiva u modelu (p= 0,07 < 0.10).
Sukladno rezultatima provedbe, u daljnjem testiranju modela su korištene vrijednosti 1.
diferencije varijable.
![Page 29: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/29.jpg)
25
i) Testiranje jediničnog korijena (unit root) - varijable POP - stopa rasta
stanovništva
Null Hypothesis: POP a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -21.86299 0.0001
Test critical values: 1% level -4.200056
5% level -3.175352
10% level -2.728985
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 11
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(POP)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:33
Sample (adjusted): 2001 2011
Included observations: 11 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
POP (-1) -1.029494 0.047088 -21.86299 0.0000
C -0.082351 0.040697 -2.023519 0.0737
R-squared 0.981519 Mean dependent var 0.228182
Adjusted R-squared 0.979466 S.D. dependent var 0.882701
S.E. of regression 0.126489 Akaike info criterion -1.134354
Sum squared resid 0.143996 Schwarz criterion -1.062009
Log likelihood 8.238946 Hannan-Quinn criter. -1.179957
F-statistic 477.9903 Durbin-Watson stat 0.422205
Prob(F-statistic) 0.000000
*OBJAŠNJENJE: Testiranjem je utvrđeno da se nul hipoteza odbacuje budući da je
(p = 0,00 < 0,10), što znači da je varijabla stacionarna i primjenjiva u modelu.
![Page 30: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/30.jpg)
26
j) Testiranje jediničnog korijena (unit root) - varijable UNEM - stopa
registrirane zaposlenosti
Null Hypothesis: UNEM has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.253083 0.6103
Test critical values: 1% level -4.200056
5% level -3.175352
10% level -2.728985
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 11
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(UNEM)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:40
Sample (adjusted): 2001 2011
Included observations: 11 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
UNEM (-1) -0.213768 0.170593 -1.253083 0.2418
C 3.545246 3.100330 1.143506 0.2823
R-squared 0.148551 Mean dependent var -0.290909
Adjusted R-squared 0.053946 S.D. dependent var 1.670601
S.E. of regression 1.624916 Akaike info criterion 3.971755
Sum squared resid 23.76317 Schwarz criterion 4.044100
Log likelihood -19.84465 Hannan-Quinn criter. 3.926152
F-statistic 1.570217 Durbin-Watson stat 1.174871
Prob(F-statistic) 0.241752
*OBJAŠNJENJE: Testiranjem je utvrđeno da se u ovome slučaju nul hipoteza ne može
odbaciti budući da je (p = 0,61 > od 0,10) koliko iznosi odabrana razina signifikantnosti,
te se stoga ova vremenska serija nije stacionarna i primjenjiva u modelu.
![Page 31: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/31.jpg)
27
k) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla UNEM – 1. diferencija
*OBJAŠNJENJE: Testiranjem jediničnog korijena vremenske serije utvrđeno je kako ni
1. diferencija varijable nije stacionarna i primjenjiva u modelu (p= 0,29 > 0,10).
Potrebno je testirati 2. diferenciju varijable UNEM.
Null Hypothesis: D(UNEM) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.977547 0.2900
Test critical values: 1% level -4.297073
5% level -3.212696
10% level -2.747676
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 10
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(UNEM,2)
Method: Least Squares
Date: 09/09/13 Time: 23:41
Sample (adjusted): 2002 2011
Included observations: 10 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(UNEM (-1)) -0.640241 0.323755 -1.977547 0.0834
C -0.276889 0.547424 -0.505804 0.6266
R-squared 0.328335 Mean dependent var -0.040000
Adjusted R-squared 0.244376 S.D. dependent var 1.943193
S.E. of regression 1.689152 Akaike info criterion 4.063187
Sum squared resid 22.82588 Schwarz criterion 4.123704
Log likelihood -18.31593 Hannan-Quinn criter. 3.996800
F-statistic 3.910691 Durbin-Watson stat 1.689578
Prob(F-statistic) 0.083365
![Page 32: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/32.jpg)
28
l) Testiranje jediničnog korijena (unit root) – varijabla UNEM – 2. diferencija
Null Hypothesis: D(UNEM,2) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.501066 0.0110
Test critical values: 1% level -4.582648
5% level -3.320969
10% level -2.801384
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 8
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(UNEM,3)
Method: Least Squares
Date: 09/11/13 Time: 15:36
Sample (adjusted): 2004 2011
Included observations: 8 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(UNEM (-1),2) -1.716129 0.381272 -4.501066 0.0064
D(UNEM (-1),3) 0.560481 0.268711 2.085818 0.0914
C 0.548851 0.520104 1.055272 0.3396
R-squared 0.819163 Mean dependent var 0.175000
Adjusted R-squared 0.746829 S.D. dependent var 2.889760
S.E. of regression 1.454015 Akaike info criterion 3.866531
Sum squared resid 10.57080 Schwarz criterion 3.896322
Log likelihood -12.46613 Hannan-Quinn criter. 3.665606
F-statistic 11.32464 Durbin-Watson stat 1.952820
Prob(F-statistic) 0.013906
*OBJAŠNJENJE: Ova serija jest stacionarna budući da je (p = 0,01 < 0,10), što znači
da je moguće odbaciti nul hipotezu. U daljnjem testiranju modela su korištene
vrijednosti 2. diferencije varijable.
4.1.2. Ocjenjivanje funkcija
Testiranje se vrši metodom najmanjih kvadrata (eng.least squares).
![Page 33: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/33.jpg)
29
a) Ocjenjivanje funkcije siromaštva korištenjem 1. diferencija
Dependent Variable: D(Y)
Method: Least Squares
Date: 09/11/13 Time: 17:26
Sample (adjusted): 2002 2011
Included observations: 10 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(UNEM,2) 0.645766 0.392538 1.645102 0.1985
POP -2.800568 2.752941 -1.017300 0.3839
D(GDP) 0.754896 0.659737 1.144238 0.3355
D(IP) -0.335014 0.420599 -0.796516 0.4839
TA -0.159995 0.179773 -0.889983 0.4390
INF 0.420061 0.366806 1.145185 0.3352
C -0.166951 0.927975 -0.179909 0.8687
R-squared 0.771917 Mean dependent var 0.390000
Adjusted R-squared 0.315751 S.D. dependent var 1.113004
S.E. of regression 0.920670 Akaike info criterion 2.868596
Sum squared resid 2.542898 Schwarz criterion 3.080406
Log likelihood -7.342981 Hannan-Quinn criter. 2.636242
F-statistic 1.692184 Durbin-Watson stat 2.243727
Prob(F-statistic) 0.356751
d(Y) = - 0.16 + 0.64*d(UNEM,2) - 2.80*POP + 0.75*d(GDP) - 0.33*d(IP) - 0.15*TA + 0.42*INF
st. gr (0.93) (0,40) (2,75) (0,66) (0,42) (0,18) (0,37)
t (-0,18) (1,64) (-1,02) (1,14) (-0,80) (-0,89) (1,14)
p (0,87) (0,20) (0,38) (0,33) (0,48) (0,44) (0,33)
Promatrajući rezultate t-testa donosi se slijedeći zaključak: niti jedna varijabla nije
statistički značajna. Prema tome, uzet će se u obzir različiti modeli u kojima će se
isključiti poneke varijable i pokušati naći model koji ima statistički značajne varijable.
U nastavku grafikonom 1. prikazat će se smjer kretanja varijabli.
![Page 34: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/34.jpg)
30
Grafikon 1. Kretanje BDP-a, stope rizika od siromaštva, nezaposlenosti, industrijske
proizvodnje, inflacije , turističkih dolazaka u Hrvatskoj
IZVOR: Izradila studentica
*OBJAŠNJENJE: Promatrajući podatke koji su prikazani na pripadajućem grafikonu
vidljivo je da nemaju sve varijable isti smjer kretanja, odnosno nisu kointegrirane.
b) Ocjenjivanje funkcije lagiranjem varijabli
Lagiranjem varijabli pokušalo se doći do statistički značajnih, u nastavku su prikazani
rezultati:
-10
0
10
20
30
40
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11
STOPA_RIZIKA_OD_SIROMA_T
STOPA_REGISTRIRANE_NEZAP
STOPA_RASTA_STANOVNI_TVA
STOPA_RASTA_BDP_A
INDUSTRIJSKA_PROIZVODNJA
INDEKS_DOLASKA_TURISTA
GODI_NJA_STOPA_INFLACIJE
![Page 35: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/35.jpg)
31
Dependent Variable: D(Y)
Method: Least Squares
Date: 09/12/13 Time: 12:46
Sample (adjusted): 2003 2011
Included observations: 9 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
POP (-2) 12.43901 10.97815 1.133070 0.3205
D(GDP (-2)) 0.240807 0.243785 0.987782 0.3792
D(IP (-2)) -0.461945 0.238540 -1.936553 0.1249
INF (-2) 0.660577 0.387563 1.704438 0.1635
C -1.472115 1.101508 -1.336454 0.2524
R-squared 0.553562 Mean dependent var 0.322222
Adjusted R-squared 0.107124 S.D. dependent var 1.158423
S.E. of regression 1.094619 Akaike info criterion 3.318870
Sum squared resid 4.792761 Schwarz criterion 3.428439
Log likelihood -9.934916 Hannan-Quinn criter. 3.082420
F-statistic 1.239952 Durbin-Watson stat 2.684879
Prob(F-statistic) 0.419964
*OBJAŠNJENJE: Izbačene su neke varijable, te su ostale lagirane za 2 vremenska
razdoblja, međutim bezuspješno. Varijable i dalje nisu statistički značajne.
Kod svih varijabli su „p“ vrijednosti veće od odabrane razine signifikantnosti.
c) Ocjenjivanje funkcije korištenjem lagirane INF, POP i IP
Dependent Variable: D(Y)
Method: Least Squares
Date: 09/12/13 Time: 13:21
Sample (adjusted): 2004 2011
Included observations: 8 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(UNEM,2) 0.422252 0.150149 2.812215 0.0672
POP (-2) 9.423053 4.107118 2.294322 0.1055
D(IP (-3)) -0.353717 0.123977 -2.853088 0.0649
INF(-3) 0.840939 0.159338 5.277707 0.0133
C -1.805929 0.479154 -3.768994 0.0327
R-squared 0.906396 Mean dependent var 0.525000
Adjusted R-squared 0.781590 S.D. dependent var 1.053904
S.E. of regression 0.492535 Akaike info criterion 1.690669
Sum squared resid 0.727773 Schwarz criterion 1.740320
Log likelihood -1.762677 Hannan-Quinn criter. 1.355793
F-statistic 7.262459 Durbin-Watson stat 2.012263
Prob(F-statistic) 0.067574
![Page 36: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/36.jpg)
32
*OBJAŠNJENJE: Izbacivanjem nekih varijabli, te lagiranjem inflacije i industrijske
proizvodnje za tri vremenska razdoblja, te stope rasta stanovništva za dva, dobile su se
statistički značajne varijable.
Za varijablu D(UNEM,2) vrijedi: t(7) = 2,81, p=0,07. To je manje od kritične
vrijednosti stoga je varijabla signifikantna. Isti zaključak vrijedi i za ostale varijable
D(IP(-3)) gdje je t(7) = -2,85, p=0,06, POP(-2) gdje je t(7) = 2,29, p=0,10, te varijablu
INF(-3) gdje je t(7) = 5,27, p= 0,01
Ocijenjena funkcija siromaštva za Republiku Hrvatsku glasi:
d(Y)t = -1,80 + 0.42*d(UNEM,2) t + 9.42*POP t-2 - 0.35*d(IP) t-3 + 0.84*INFt-3
st. gr (0,48) (0,15) (4,11) (0,12) (0,16)
t (-3,77) (2,81) (2,30) (-2,85) (5,28)
p (0,03) (0,07) (0,10) (0,06) (0,01)
β1 = Ukoliko se 2. diferencija stope nezaposlenosti poveća se za 1% onda će se 1.
diferencija stope rizika povećati za 0,42.
β 2 = Ako se stopa rasta stanovništva poveća za 1% onda će se 2 godine nakon toga 1.
diferencija stope rizika od siromaštva povećati za 9,42.
β 3 = 1. diferencija industrijske proizvodnje poveća se za 1% onda se 3 godine kasnije 1.
diferencija stope rizika smanjuje za 0,35.
β4 = Ako se inflacija poveća za 1% onda će se 3 godine kasnije 1. diferencija stope
rizika od siromaštva povećati za 0,84.
Iz ispisanih rezultata lako se iščita vrijednost koeficijenta determinacije, koji u slučaju
Hrvatske iznosi 0,91. Zaključuje se kako je 91 % varijacija zavisne varijable objašnjeno
pomoću ocijenjenog regresijskog modela. Regresijski je model reprezentativniji što je
koeficijent determinacije bliže 1, te je stoga moguće tvrditi kako je ocijenjeni regresijski
model u slučaju Hrvatske vrlo reprezentativan, a to pokazuju i rezultati F-testa (4, 3) =
7,26, (p=0,06 < 0,10).
![Page 37: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/37.jpg)
33
4.2. Testiranje modela
Testiranjem pretpostavki modela otkrit će se da li je u modelu prisutna autokorelacija,
multikolinearnosti, homo/heteroskedastičnosti, normalnosti pogreške.
U nastavku će se prikazati rezultati.
4.2.1. Normalnost pogreške relacije- JARQUE-BERA TEST
Pretpostavka o normalnosti grešaka relacije se može 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
Promatra se p vrijednost pripisane test veličine, u ovome slučaju Jarque-Bera. Na razini
signifikantnosti od 10% slijedi da je:
Jarque-Bera (Hrvatska) = 0,407, p = 0,81 > 0,10
0
1
2
3
-0.75 -0.50 -0.25 0.00 0.25 0.50
Series: Residuals
Sample 2004 2011
Observations 8
Mean -5.55e-17
Median 0.027111
Maximum 0.439491
Minimum -0.529824
Std. Dev. 0.322440
Skewness -0.319633
Kurtosis 2.098533
Jarque-Bera 0.407101
Probability 0.815829
![Page 38: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/38.jpg)
34
Budući da je p vrijednost veća od razine signifikantnosti 0,10, H0 hipoteza se ne može
odbaciti, te se tvrdi kako su greške relacije normalno distribuirane.
4.2.2. Heteroskedastičnost –WHITE TEST
White test heteroskedastičnosti se ubraj a u LM testove, White test ne pretpostavlja da
su unaprijed poznati regresori, te se njime ne pretpostavlja normalna distribucija greški
relacije.
White testom se nultom hipotezom pretpostavlja homoskedastičnost, a test se provodi
usporedbom LS procjena varijanci u slučaju homoskedastičnosti i heteroskedastičnosti.
Problem heteroskedastičnosti
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 0.357948 Prob. F(4,3) 0.8268
Obs*R-squared 2.584584 Prob. Chi-Square(4) 0.6296
Scaled explained SS 0.199635 Prob. Chi-Square(4) 0.9953
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 09/13/13 Time: 01:59
Sample: 2004 2011
Included observations: 8
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.121515 0.094881 1.280706 0.2903
(D(UNEM,2))^2 -0.012106 0.016754 -0.722573 0.5222
POP(-2)^2 4.919424 13.20214 0.372623 0.7342
(D(IP(-3)))^2 0.004666 0.006990 0.667619 0.5521
INF(-3)^2 -0.003917 0.005192 -0.754438 0.5054
R-squared 0.323073 Mean dependent var 0.090972
Adjusted R-squared -0.579496 S.D. dependent var 0.101932
S.E. of regression 0.128105 Akaike info criterion
-
1.002755
Sum squared resid 0.049233 Schwarz criterion
-
0.953104
Log likelihood 9.011019 Hannan-Quinn criter.
-
1.337631
F-statistic 0.357948 Durbin-Watson stat 3.098919
Prob(F-statistic) 0.826847
![Page 39: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/39.jpg)
35
*OBJAŠNJENJE: Testiranjem se dobilo sljedeće: (4, N = 8) = 2,58 p = 0,63, na
osnovi rezultata testiranja zaključuje se da se ne može odbaciti H0 (empirijske razine
signifikantnosti su velike u odnosu na uobičajene razine signifikantnosti), te da je
prisutna homoskedastičnost.
4.2.3. Autokorelacija- DW TEST
U modelu višestruke linearne regresije se pretpostavlja da su slučajne varijable (greške
relacije) međusobno nezavisne i identično distribuirane normalne slučajne varijable.
Ako pretpostavka o nezavisnosti slučajnih varijabli nije ispunjena, javlja se problem
autokorelacije.
Uzrok autokorelacije grešaka relacije može biti različiti, kao što su pogrešna
specifikacija modela, pogrešna specifikacija svojstava slučajnih varijabli, transformacije
izvornih vrijednosti varijabli izraženih u obliku vremenskih nizova.
Problem autokorelacije se može uočiti na temelju dijagrama rasipanja ili korelograma
(grafički prikaz autokorelacijske funkcije) rezidualnih odstupanja.
DURBIN-WATSON TEST (DW TEST)
- Ispituje se postoji li problem autokorelacije prvog reda
HO: nema autokorelacije
H1: ima autokorelacije prvog reda
Veličina uzorka (n) = 12,
Broj regresora u modelu (k) = 4
Signifikantnost je 99%,
Donja vrijednost u DW tablici (dl) =0,34
Gornja vrijednost u DW tablici (du) = 1,91
![Page 40: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/40.jpg)
36
Dependent Variable: D(Y)
Method: Least Squares
Date: 09/12/13 Time: 13:21
Sample (adjusted): 2004 2011
Included observations: 8 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(UNEM,2) 0.422252 0.150149 2.812215 0.0672
POP (-2) 9.423053 4.107118 2.294322 0.1055
D(IP (-3)) -0.353717 0.123977 -2.853088 0.0649
INF(-3) 0.840939 0.159338 5.277707 0.0133
C -1.805929 0.479154 -3.768994 0.0327
R-squared 0.906396 Mean dependent var 0.525000
Adjusted R-squared 0.781590 S.D. dependent var 1.053904
S.E. of regression 0.492535 Akaike info criterion 1.690669
Sum squared resid 0.727773 Schwarz criterion 1.740320
Log likelihood -1.762677 Hannan-Quinn criter. 1.355793
F-statistic 7.262459 Durbin-Watson stat 2.012263
Prob(F-statistic) 0.067574
Slika 2. DW pokazatelji
IZVOR: Izrada studentice
Sa 99% vjerojatnosti tvrdi se da u modelu nije prisutna autokorelacija, ne odbacuje se
Ho hipoteza.
![Page 41: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/41.jpg)
37
5. ZAKLJUČAK
Temelj proučavanja ovog diplomskog rada bila je funkcija siromaštva, tj. povezanost
makroekonomskih varijabli i stope rizika od siromaštva. Pretpostavilo se da na stopu
rizika od siromaštva djeluje inflacija, stopa nezaposlenosti, rasta stanovništva,
industrijske proizvodnje, turistički dolasci i BDP.
Hrvatska se još uvijek “bori” sa posljedicama globalne ekonomske krize, što se najviše
očituje kroz visoku stopu nezaposlenosti te konstantnim padom BDP-a, i drugim
makroekonomskim pokazateljima koji nisu idealni.
Modificirana je funkcija siromaštva za Pakistan, funkcija je formirana primjenom
varijabli koje se smatraju bitnim za Hrvatsku, kao što su turizam i industrija, dok u
Pakistanu bitnu ulogu ima poljoprivreda i stočarstvo.
Modificiranje se provodilo na temelju prikupljenih podataka o stopi rizika od
siromaštva, stopi bruto raspoloživog dohotka, stopi inflacije, stopi promjene industrijske
proizvodnje, stopi rasta stanovništva, stopi nezaposlenosti i stopi promjene turističkih
dolazaka Republike Hrvatske, u razdoblju od 2000. do 2011. godine, te je napravljena
detaljna analiza uz pomoć statističkog programa Eviews-a. Za potrebe modeliranja,
uzeti su godišnji podaci.
Varijable nisu bile signifikantne te je bilo potrebno izvesti zbacivanje nekih varijabli, te
lagiranje inflacije i industrijske proizvodnje za tri vremenska razdoblja, te stope rasta
stanovništva za dva.
Zaključeno je kako je 90,63 % varijacija zavisne varijable objašnjeno pomoću
ocijenjenog regresijskog modela.
Testirana je prisutnost autokorelacije, normalnost grešaka relacije te heteroskedastičnost
gdje se ispostavilo da ne postoji autokorelacija, te su greške relacije normalno
distribuirane, dok empirijske razine signifikantnosti koje su velike u odnosu na
uobičajene razine signifikantnosti ukazuju na pojavu homoskedastičnost, a ne
heteroskedastičnosti. Premda su ispunjene sve pretpostavke modela s obzirom na mali
![Page 42: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/42.jpg)
38
raspon podataka, model nije pogodan za prognoziranje već samo daje naznake u kojem
smjeru bi trebalo sprovesti daljna istraživanja.
![Page 43: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/43.jpg)
39
POPIS LITERATURE
KNJIGE:
I. Babić, M 2007, Makroekonomija, 15. dopunjeno i izmijenjeno izdanje, Mate
d.o.o., Zagreb
II. Belullo, A 2011, Uvod u ekonometriju, Sveučilište Jurja Dobrile u Puli, Odjel za
ekonomiju i turizam „Dr. Mijo Mirković“, Pula
III. Blanchard, O 2005, Makroekonomija, 3. izdanje, Mate d.o.o, Zagreb
IV. Borozan, Đ 2012, Makroekonomija, 3. izmijenjeno izdanje, Ekonomski fakultet
Osijek, Osijek
V. Lovrić, Lj 2005, Uvod u Ekonometriju, Ekonomski fakultet Sveučilišta u Rijeci,
Rijeka
INTERNET:
VI. Banka.hr, Vrijeme je za ozbiljan razgovor o siromaštvu, datum pristupa
01.09.2013.
http://www.banka.hr/hrvatska/vrijeme-je-za-ozbiljan-razgovor-o-siromastvu
VII. Državni zavod za statistiku, BDP (realna stopa rasta), datum pristupa:
13.06.2013. http://www.dzs.hr/
VIII. Ekopen.hr porezno savjetovanje, Inflacija ,datum pristupa: 13.06.2013
http://www.ekopen.hr/index.php?option=com_content&task=view&id=59&Item
id=76
IX. Eurostat, 2013, GDP and main components, datum pristupa: 16.06.2013.
http://appsso.eurostat.ec.europa.eu/nui/show.do?dataset=nama_gdp_c&lang=en
![Page 44: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/44.jpg)
40
X. Hrvatska gospodarska komora, 2013, Gospodarska kretanja, datum pristupa:
13.06.2013.http://www.hgk.hr/wpcontent/blogs.dir/1/files_mf/gospodarska_kret
anja_0397.pdf
XI. Hrvatska narodna banka, 2013, Ekonomski indikatori, datum pristupa
16.06.2013. http://www.hnb.hr/publikac/bilten/arhiv/bilten-190/hbilt190.pdf
XII. Politika.hr,Svjetski dan borbe protiv siromaštva,datum pristupa 10.09.2013.
http://politika.hr/na-danasnji-dan/10176-svjetski-dan-borbe-protiv-siromastva
XIII. Poslovni dnevnik, Inflacija, datum pristupa: 16.06.2013.
http://www.poslovni.hr/leksikon/inflacija-1413
ČLANCI:
I. Temple, J. R. W. 1999, „The New Growth Evidence", The Journal of Economic
Literature, 37(1): 112-156
II. Dr. Hazoor M. , Safdar H. , 2012, „The impact of different macroeconomics
variables on poverty in Pakistan“,vol 3, no10, str. 1-12
III. Bejaković, P. , Gotovac, V. , 2011, „ Aktivnosti na gospodarskom oporavku u
Republici Hrvatskoj s naglaskom na tržište rada“ Pregledni rad, UDK: 330.111 :
331.5(497.5)
![Page 45: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/45.jpg)
41
POPIS TABLICA: Tablica 1. Prikupljeni podaci za Hrvatsku za razdoblje od 2000.-2011.godine..............15
POPIS GRAFIKONA Grafikon 1. Kretanje BDP-a, stope rizika od siromaštva, nezaposlenosti, industrijske
proizvodnje, inflacije , turističkih dolazaka u Hrvatskoj ................................................30
POPIS SLIKA Slika 1. DW pokazatelji...................................................................................................36
![Page 46: SVEUČILIŠTE U RIJECI - oliver.efri.hroliver.efri.hr/zavrsni/460.B.pdf · predviđa neoklasična teorija (Temple, 1999 :142). Prema podacima Središnje obavještajne agencije SAD-a](https://reader030.fdocument.pub/reader030/viewer/2022011810/5e033c64d9e2ea2f20426437/html5/thumbnails/46.jpg)
42
IZJAVA
kojom izjavljujem da sam diplomski rad s naslovom „Modeliranje stope rizika od
siromaštva u RH“ izradila samostalno pod voditeljstvom 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 fusnotama s korištenim bibliografskim
jedinicama. Rad sam izradila u skladu s nacionalnim i međunarodnim normama o
autorskom radu i djelu te je pisan u duhu hrvatskog jezika. Suglasna sam s objavom
diplomskog rada na službenim stranicama Fakulteta.
Studentica
______________________
Nikolina Pintur