SVEUČILIŠTE U RIJECI EKONOMSKI FAKULTEToliver.efri.hr/zavrsni/796.B.pdf2.1.2. Model potrošnje životnog ciklusa Albert Ando i Franco Modigliani potrošnju koju potrošač ostvari

SVEUČILIŠTE U RIJECI EKONOMSKI FAKULTET

Sandi Fonović

KOINTEGRACIJA POTROŠNJE I DOHOTKA U REPUBLICI HRVATSKOJ

DIPLOMSKI RAD

Rijeka, 2014.

SVEUČILIŠTE U RIJECI EKONOMSKI FAKULTET

KOINTEGRACIJA POTROŠNJE I DOHOTKA U REPUBLICI

HRVATSKOJ

DIPLOMSKI RAD

Predmet: Statistička analiza

Mentor: dr. sc. Ana Štambuk

Student: Ime i prezime: Sandi Fonović

Studijski smjer: GEU

JMBAG: 0081113464

Rijeka, srpanj 2014.

SADRŽAJ

1. UVOD

1.1. Problem, predmet i objekt istraživanja...............................................................1

1.2. Radna hipoteza i pomoćne..................................................................................1

1.3. Svrha i cilj istraživanja.......................................................................................2

1.4. Metode istraživanja............................................................................................2

1.5. Struktura rada.....................................................................................................2

2. FUNKCIJA POTROŠNJE.............................................................................................3

2.1. Oblici funkcije potrošnje...........................................................................................5

2.1.1. Keynesova funkcija potrošnje..........................................................................6

2.1.2. Model potrošnje životnog ciklusa......................................................................7

2.1.3. Permanentni dohodak........................................................................................8

2.1.4. Relativni dohodak..............................................................................................9

3. GOSPODARSKA KRETANJA U RH........................................................................10

3.1. Bruto domaći proizvod......................................................................................11

3.2. Zaposlenost i nezaposlenost..............................................................................15

3.3. Plaće...................................................................................................................16

3.4. Inflacija .............................................................................................................17

3.5. Državni proračun...............................................................................................18

4.PODACI I MODEL KOINTEGRACIJE DOHOTKA I POTROŠNJE.......................21

4.1. Empirijski podaci...............................................................................................21

4.2. Desezoniranje podataka.....................................................................................22

4.3.

Metodologija.......................................................................................................23

4.4. Testiranje jediničnog korijena...........................................................................24

4.5. Kointegracijski model.......................................................................................29

4.5.1. Testiranje kointegracije..............................................................................29

4.5.2. Model korekcije odstupanja........................................................................31

4.6. Procjena kointegracijske regresije.....................................................................34

4.6.1. Metoda potpuno modificiranih najmanjih kvadrata...................................34

4.6.2. Kanonička kointegracijska regresija...........................................................36

4.6.3. Dinamički OLS...........................................................................................36

5. TESTIRANJE PRETPOSTAVKI MODELA.............................................................38

5.1. Autokorelacija.....................................................................................................38

5.2. Normalnost grešaka relacije................................................................................39

6. ZAKLJUČAK..............................................................................................................41

LITERATURA …………………………………………..…………………………….42

POPIS GRAFIKONA……………………….………………………………………….44

POPIS TABLICA………………………………………………………………………44

1

1. UVOD

Poseban teorijski doprinos razvitku dinamičke i suvremene teorije potrošača dao je John

Maynard Keynes u svom djelu: „Opća teorija zaposlenosti, kamate i novca“. (Baletić,

2008) On prvi formulira makroekonomsku funkciju potrošnje,pa na osnovi studioznog i

kompleksnog izučavanja dolazi do spoznaje o važnosti ovog makroekonomskog

agregata za funkcioniranje cjelokupnog gospodarstva. Keynes je smatrao da štednja i

potrošnja primarno ovise o realnom raspoloživom dohotku pojedinca. Budući da je

funkcija potrošnje usko povezana s ukupnim gospodarskim kretanjima razumljivo je da

su danas mnoga ekonomska istraživanja u razvijenim zemljama usmjerena upravo na

praćenje i analizu ove funkcije. Sustavno praćenje i istraživanje osobne potrošnje u

razvijenim je zemljama značajno za kreiranje i provođenje ekonomske i socijalne

politike.Istraživanje kointegracije potrošnje i dohotka u Republici Hrvatskoj

napravljeno je za razdoblje od godine 2003. do 2013, prema podacima sa eurostata.

1.1. Problem, predmet i objekt istraživanja

Kao problem ovog rada navodi se kointegracija dohotka i potrošnje u Republici

Hrvatskoj.

Iz problema istraživanja proizlazi predmet istraživanja. Predmet istraživanja odnosi se

na ispitivanje i utvrđivanje dugoročne povezanosti dohotka i potrošnje.

Objekt ovog istraživanja predstavljaju dohodak i potrošnja, te gospodarska kretanja

Republike Hrvatske.

1.2. Radna hipoteza

Radna hipoteza: Na temelju odabranih statističkih metoda moguće je utvrditi

kointegraciju dohotka i potrošnje u Republici Hrvatskoj.

2

1.2. Svrha i cilj istraživanja

Svrha istraživanja ovoga rada jest utvrditi dugoročnu povezanost dohotka i potrošnje u

Republici Hrvatskoj za razdoblje od 2003. do 2013. godine. Nakon što su u skladu s

postojećom literaturom i ekonomskom teorijom definirane varijable, primjenom

kointegracijske analize provedena je empirijska analiza koja daje odgovor na pitanje

postoji li dugoročna povezanost dohotka i potrošnje u Republici Hrvatskoj.

1.3. Metode istraživanja

U svrhu izrade, a sukladno potrebama izrade diplomskog rada, koristit će se sljedeće

metode: metoda analize i sinteze, metoda deskripcije, induktivna metoda, deduktivna

metoda, metoda kompilacije, statističke metode, te metoda dokazivanja.

1.4. Struktura rada

U uvodnom dijelu definiran je problem, predmet i objekt istraživanja, postavljeni su

ciljevi istraživanja te su navedeni izvori i metode prikupljanja podataka. Drugi diorada „

Funkcija potrošnje“uključuje definiranje funkcije potrošnje i njezinu podjelu. Oblici

funkcije potrošnje dijele se na 4 cjeline od kojih je najvažnija Keynesova funkcija

potrošnje. U trećem dijelu rada naslova „Gospodarska kretanja u RH“ prikazano je

kretanje BDP-a, zaposlenosti i nezaposlenosti, plaća, inflacije te državnog proračuna. U

četvrtom dijelu rada pod nazivom „Podaci i modelkointegracije dohotka i potrošnje“

prikupljeni su podaci o konačnoj potrošnji i bruto raspoloživom dohotku za Republiku

Hrvatsku u razdoblju od 2003. do 2013. godine te je proveden model dohotka i

potrošnje na temelju testiranja jedniničnog korijena, testiranja kointegracije, procjenama

kointegracijske regresije i kratkoročnih korekcija. U petom dijelu pod naslovom

„Testiranje pretpostavki modela“ testirane su pretpostavke modela testiranjem

autokorelacije i normalnosti grešaka relacije. U posljednjem dijelu, zaključku, dana je

sinteza rezultata istraživanja kojima je dokazivana postavljena radna hipoteza.

3

2. FUNKCIJA POTROŠNJE

Funkcija potrošnje predstavlja ključnu komponentu agregatne potražnje te stoga ima

izuzetan značaj u ekonomskim analizama općenito, a u makroekonomiji posebice.

Agregatna potražnja sastoji se od: potražnje roba i usluga stanovništva za osobnu

potrošnju, investicijske potrošnje, javne potrošnje i potražnje inozemstva za domaćom

robom i uslugama. Na svaku od ovih komponenti agregatne potražnje djeluje mnoštvo

faktora. (Babić, 2007)

Funkcija potrošnje je odnos između razine potrošnje (C) i nacionalnog dohotka (Y)

C = f (Y)

Funkcija potrošnje biti će pojašnjena na temellju grafikona 1.

Grafikon 1.:Funkcija potrošnje

Izvor: obradio student na temelju knjige Babić, 2007.

U teoriji svaka točka na krivulji pokazuje jednakost između agregatne potražnje (C) i

agregatne ponude (proizvodnje mjerene nacionalnim dohotkom Y). Svako povećanje

proizvodnje u cijelosti se potroši, pa je agregatna ponuda uvijek jednaka agregatnoj

potražnji.

4

Iz priloženog grafikona je vidljivo da bi povećanje nacionalnog dohotka za 100 jedinica

rezultiralo povećanjem potrošnje također za 100 jedinica. Omjer između prirasta

potrošnje ∆C i porasta nacionalnog dohotka ∆Y iz kojeg je porast potrošnje rezultirao

∆C/∆Y zove se granična sklonost potrošnji. U ovom slučaju granična sklonost potrošnji

je ∆C/∆Y = 100/100= 1 , što znači da porast dohotka od jedne jedinice uvjetuje porast

potrošnje također od jedne jedinice. Na taj način dobije se proces jednostavne

reprodukcije u kome se uvijek reproducira ista proizvodnja i potrošnja. Kad bi se

cjelokupna proizvodnja trošila u tekućoj potrošnji, to bi značilo potpunu stagnaciju i

isključivalo mogućnost bilo kakvog privrednog rasta, jer se ništa ne odvaja na štednju

koja je izvor sredstava za financiranje investicija, bez kojih nema razvoja.(Babić, 2007)

Zato će se sada pretpostaviti da se čitava proizvodnja ne potroši u tekućoj potrošnji ,

nego da se jedan dio proizvodnje akumulira radi razvoja i povećanja buduće potrošnje.

Na taj način agregatna potražnja razdijeljena je na dvije komponente: osobnu potrošnju

C i investicijsku potrošnju I. Jednakost agregatne ponude ( Y ) i agregatne potražnje ( C

+ I) sada se piše ovako:

Y = C + I

Ovim makroekonomskim agregatnim modelom istražena je međuovisnost između

nacionalnog dohotka (agregatne ponude ) i pojedinih komponenti agregatne potražnje,

osobne potrošnje i investicija, kako bi se ustanovilo kako promjena pojedinih

komponenti agregatne potražnje utječe na agregatnu ponudu i obratno.

Osobna je potrošnja C funkcija nacionalnog dohotka. Ta je funkcionalna veza određena

graničnom sklonošću potrošnji β. Ako se želi akumulirati, tada tekuća potrošnja mora

biti manja od tekuće proizvodnje. Zbog toga je granična sklonost potrošnji manja od

jedan, tj.β<1. Pretpostavlja se da svako povećanje dohotka uvjetuje i određeno

povećanje potrošnje, pa je β>0. Modelska pretpostavka je da se njegova vrijednost kreće

u intervalu od 0 do 1 (0<β <1). Budući da je dio potrošnje neovisan od dohotka, jer i uz

pretpostavku da je Y = 0 mora postojati neka potrošnja jer ljudi moraju trošiti (jesti,

piti, oblačiti se itd.), te se gornja funkcija potrošnje mora proširiti uvođenjem

autonomne potrošnje. Stoga se funkcija agregatne potražnje piše ovako: C=α+βY .

5

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,

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

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

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

2007)

2.1. Oblici funkcije potrošnje

Funkcija potrošnje ključna je relacija u svim agregatnim makroekonomskim modelima.

Zbog toga je svim teorijama zajedničko da osobnu potrošnju promatraju kao, ceteris

paribus, funkciju raspoloživog dohotka, koji se definira kao zbroj svih osobnih primanja

umanjen za transferne rashode stanovništva, većinom direktne poreze. Pretpostavlja se

da se razdioba dohotka, kamatnjak, cijene i drugi faktori koji inače utječu na potrošnju

ne mijenjaju.

Teorije funkcije potrošnje razlikuju se u definiciji egzogene varijable. Keynes

objašnjava osobnu potrošnju kao funkciju apsolutne veličine dohotka. Duesenberry,

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

Friedman, Ando i Modigliani funkciju potrošnje temelje na mikroekonomskoj teoriji

ponašanja potrošača. Razlika među njima je u definiciji raspoloživog dohotka, kao

objašnjavajuće varijable i u vremenskom horizontu na koji se odnose. Kod teorije

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

dohotka beskonačan. Friedman uzima da je potrošna funkcija permanentnog dohotka,

dok Ando i Modigliarni formuliraju tzv. hipotezu životnog ciklusa.(Babić, 2011) U

nastavku slijedi detaljniji pregled funkcija potrošnje.

6

2.1.1. Keynesova funkcija potrošnje

Keynes tvrdi da potrošač određuje dio dohotka koji troši i da udio potrošnje u dohotku

opada s rastom dohotka.

Grafikon 2. prikazuje Keynesovu funkcije potrošnje gdje os x predstavlja dohodak, a os

y osobnu potrošnju.

Grafikon 2. Keynesova funkcija potrošnje

Izvor: Babić, 2007.

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

deflacije.Tridesetih godina 19. stoljeća, ekonomisti su smatrali da investicije ne mogu

rasti kao štednja, pa je formulirana tzv. teza stagnacije, po kojoj stalni višak štednje nad

investicijama dovodi do sekularne stagnacije. Empirijska istraživanja 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

7

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. To je suprotno zaključku teorije apsolutnog dohotka. (Babić, 2007)

U kratkom roku, studije s križaljki obiteljskih budžeta pokazale su da se granična i

prosječna sklonost potrošnji razlikuje. Neslaganje teorije apsolutnog dohotka s

empirijskim nalazima njezini sljedbenici objašnjavaju različitim faktorima: migracijom

stanovništva sa selu u grad, promjenom dobne strukture stanovništva i naročito

utjecajem akumulacije bogatstva u vremenu.

2.1.2. Model potrošnje životnog ciklusa

Albert Ando i Franco Modigliani potrošnju koju potrošač ostvari za vrijeme svog života

smatraju funkcijom dohotka. Ova teorija je okrenuta prema budućnosti. Naime,

potrošnja je funkcija očekivanog dohotka koji potrošač očekuje da će ostvariti iz svih

izvora : rada i imetka (realnog ili financijskog). Potrošač nastoji maksimizirati svoju

funkciju blagostanja uz uvjet da sadašnja vrijednost njegove potrošnje bude jednaka

sadašnjoj vrijednosti dohotka koji će ostvariti u svom životu.

Međuovisnost dohotka i potrošnje u čitavoj životnoj dobi tipičnog potrošača prikazana

je na grafikonu 3.

Grafikon 3. Model potrošnje životnog ciklusa

Izvor: Dwivedi, 2010

8

Iz grafikonu 3 vidi se da u početku i na kraju života tipični potrošač više troši nego što

zarađuje. U sredini života on više zarađuje nego što troši pa otplaćuje dugove stvorene

viškom potrošnje nad dohotkom u početku života i akumulira za mirovinu. U početku

života sklonost potrošnji relativno je visoka s obzirom da mladi ljudi u toj fazi troše

pozajmljeni novac kako bi zasnovali obitelj te si stvorili željene uvjete života. U

srednjoj fazi života najviše zarađuju te uživaju u rastućim prihodima pa otplaćuju

dugove stvorene viškom potrošnje nad dohotkom u mladenačkoj fazi života, ali i štede

za mirovinu. U trećoj fazi života pojedinac najmanje zarađuje ili niti ne zarađuje

ukoliko je u mirovini te troši određenu svotu koju je stekao u prošloj fazi života.

Potrošnja je funkcija očekivanog dohotka.Što god je viši udio mladog i/ili starog

stanovništva u ukupnom, to je vjerojatnije da će agregatna štednja biti manja i

obratno.Što je produktivnost rada sadašnjeg aktivnog stanovništva veća nego prijašnjeg,

to nacionalna štednja raste.

2.1.3. Permanentni dohodak

U knjizi „A Theory of the Consumption Function“ koja je izašla 1957. godine Milton

Friedman je postavio novi pogled na ponašanje potrošača. Permanentni dohodak se

definira kao prosječni dohodak koji potrošačka jedinica smatra permanentnim.

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

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

predznaku a tranzitornog dijela:

Yt = Y p

t + Ytt

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

dugom razdoblju suma je tranzitornog(nepredviđenog odstupanja od permanentnog)

dijela jednaka nuli, dok se u kratkom razdoblju ona može razlikovati od nule. U

vremenu t permanentni se dohodak izračunava na temelju dohodaka ostvarenih u

proteklim razdobljima(Babić,2007). Promjena dohotka u razdoblju t ovisi o razlici

između dohotka ostvarenog u vremenu t, Yt i permanentnog dohotka ostvarenog u

prethodnom razdoblju:

Yp

t – Ypt-1 = b (Yt – Y

pt-1) 0 < b < 1

9

gdje je b – faktor proporcionalnosti tih razlika.

Na temelju relacije permanentni dohodak u vremenu t jest:

Yp

t = b Yt + (1 – b) Yp

t-1

I potrošnju Milton Friedman dijeli na dvije komponente : permanentnu i tranzitornu:

Ct = Ctp + Ct

t

Permanentna potrošnja C ptproporcionalna je permanentnom dohotku, što znači da je

Cp/Yp konstantna, dok tranzitorna potrošna uopće ne ovisi o tranitornom dohotku, pa je

:

d Ctt/d Yt

t = 0

Treća je Friedmanova pretpostavka da je kovarijanca između permanentne i tranzitorne

potrošnje jednaka nuli. Prema tome, ukupna je potrošnja u dugom roku funkcija

permanentog dohotka:

Ct = k Yp

t

Gje je k – faktor proporcionalnosti koji ovisi o kamatnjaku, ukusu potrošača i

varijabilnosti očekivanog dohotka. Kada se to uvrsti dobijemo kratkoročnu funkciju

potrošnje:

Ct = kbYt + k (1-b) Yp

t-1.

2.1.4. Relativni dohodak

Suprotne rezultate o ponašanju potrošnje u kratkom i u dugom roku pokušao je pomiriti

James Duesenberry svojom teorijom relativnog dohotka. On tvrdi da dio dohotka koji

kućanstvo odvaja za potrošnju ovisi o odnosu njegova dohotka i dohotka njegovih

susjeda, a ne o apsolutnoj razini dohotka kućanstva.To je efekt potrošnje koji potječe od

imitiranja susjeda zove se “demonstracijski efekt”. Zato osobe s nižim dohotkom imaju

veću prosječnu sklonost potrošnji C/Y.Ako dohodak jednog kućanstva ostane isti, dok

10

se dohoci ostalih obitelji povećaju, njegov će se realni položaj pogoršati. Da bi sačuvao

svoj relativni životni standard nepromijenjen obitelj će povećati udio potrošnje u svom

dohotku. Dakle, u kratkom roku tekuća potrošnja ne mora ovisiti o tekućem

dohotku.Grafikon 4. prikazuje Duesenberryevu teoriju relativnog dohotka gdje os x

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

potrošnje.

Grafikon 4. Teorija relativnog dohotka

Izvor : Makroekonomija, Babić 2007

Ako se pretpostavi da je kućanstvo imalo dohodak Y1 i da je njegov dohodak opao

kućanstvo smanjuje svoju potrošnju krećući se unatrag krivuljom C1, a ne C, pa njegova

prosječna sklonost potrošnjiC/Y raste, jer potrošač nastoji što manje pogoršati svoj

životni standard. Kad se dohodak poveća, potrošnja se povećava opet krivuljom

potrošnje C1 , pa C/Y raste a S/Y opada. Kad dohodak dosegne prethodni vrh, potrošnja

je opet proporcionalna dohotku i raste uzduž dugoročne C s porastom dohotka. U

privredi je poznati ratchet effect (reza efekt) koji kombinira kratkoročno i dugoročno

ponašanje potrošnje. Taj efekt štiti privredu da ne sklizne potpuno natrag i da ne izgubi

sav dohodak koji je ostvarila tijekom prethodnog brzog rasta. U razdoblju recesije kad

dohodak opadapotrošnja opada sporijim tempom.

11

3. GOSPODARSKA KRETANJA U RH

Hrvatska je ekonomija bila teško pogođena zbog domovinskog rata koji se odvijao u

državi od 1991. do 1995. godine. Tijekom tog razdoblja izvoz zemlje je stagnirao te je

Hrvatska propustila rane faze investiranja. U razdoblju od 2000. - 2007. Hrvatska se

ekonomski počela lagano oporavljati i njezin je BDP rastao, ponajviše zahvaljujući

turističkim djelatnostima i potrošnji građana. U tom vremenu inflacija je bila niska,kao i

zaposlenost.Najveći prepreke razvoju Hrvatske postali su relativno visoka stopa

nezaposlenosti, visok vanjski trgovinski deficit, neujednačen regionalni razvoj i rizična

klima za nove investitore.Krajem 2008. svjetska ekonomska kriza manifestirala se u

Hrvatskoj, prvotno zaustavljanjem gospodarskog rasta, zatim smanjenjem proizvodnje i

potrošnje, te naposljetku padom BDP-a od 5,8 %. Između 1994. i 2008.hrvatsko

gospodarstvo je iskazalo relativno visoke stope ekonomskog rasta Jedan od glavnih

pokretača rasta nacionalne ekonomije predstavljalaje domaća potražnja, koja je u

razdoblju između 2001. i 2008. rasla po stopi višoj od šestpostotnih poena godišnje

(odnosno brže od rasta BDP-a). Tijekom 2009. i 2010. došloje do pada realne potrošnje

kućanstva od skoro 10%, kao rezultat pada neto realnih dohodaka, što se reflektiralo i

kao smanjenje obujma uvoznih dobara. Tijekom niza godina povećana domaća

potražnja, posebice privatna potrošnja temeljena na zaduživanju, predstavljala je jedan

od uzroka kontinuiranog povećanja ukupne vanjske zaduženosti.

3.1. Bruto domaći proizvod

Bruto domaći proizvod ključni je pokazatelj gospodarskog razvoja neke zemlje. Kako bi

se bolje razumio BDP i njegove komponente, moguće ga je definirati na više načina

(Blanchard, 2011):

1) BDP je vrijednost finalnih proizvoda i usluga proizvedenih u gospodarstvu

tijekom danog razdoblja.

2) BDP je zbroj dodane vrijednosti u gospodarstvu tijekom danog razdoblja.

3) BDP je zbroj dohodaka u gospodarstvu tijekom danog razdoblja.

12

Visokim padom BDP-a od 2% obilježena je 2012. godina, tenastavkom negativnih

trendova u gospodarstvu i relativno.Prva procjena Državnog zavoda za statistiku

pokazuje da je BDP u zadnjem kvartalu 2012. godine pao za 2,3%, što bi značilo da je

došlo do realnog pada BDP-a od 2,0%. S obzirom da prve procjene u pravilu vrlo malo

odstupaju od tromjesečnih obračuna može se zaključiti da je pad gospodarske aktivnosti

ipak bio veći od očekivanog. Naime, krajem 2011. i početkom 2012. godine predviđao

se rast od 0,8% temeljen na povećanju privatnih investicija, a sredinom 2012. godine,

kada je postalo jasno da investicije neće biti na očekivanoj razini, službeno se

predviđala stagnacija BDP-a na razini prethodne godine. U drugom dijelu 2012. godine

je ipak, na temelju ostvarenih makroekonomskih pokazatelja, postalo jasno da će doći

do pada BDP-a, te se većina neslužbenih procjena kretala na razini od oko -1,8%, a tek

početkom 2013. godine su procjenekorigirane na razinu približnu ostvarenoj.

Grafikon5 pokazat će utjecaj pojedinih elemenata potražnje na pad BDP-a, ali

prvenstveno se može govoriti o nastavku smanjivanja domaće potražnje i to kroz znatan

pad osobne potražnje (potaknut smanjenim raspoloživim dohotkom) i nastavak pada

vrijednosti investicija u fiksni kapital. Međutim, ni inozemna potražnja nije dala

doprinos rastu BDP-a jer zbog negativnih trendova u međunarodnom okruženju,

primarno Europskoj uniji, koja je i dalje najznačajniji vanjskotrgovinski partner

Hrvatske, nije zabilježen veći porast izvoza roba i usluga.

13

Grafikon 5. Kretanje BDP-a od 2007. do 2013.godine u RH (%)

Izvor: obradio student pomoću www.dzs.hr/

Na grafikonu 5 vidljivo je da Hrvatski BDP pada od 2009. godine i tada je u odnosu na

godinu ranije pao za 6,9 posto, 2010. je pao za 1,4 posto, dok je u 2011. BDP ostao na

0. U 2012. BDP je opet počeo padati, i to za 2 posto, a 2013. je na godišnjoj razini pao

za 1 posto. Gledano po rashodnoj metodi, u 2013. u odnosu na godinu prije izdaci za

potrošnju kućanstava pali su za 1 posto, dok su izdaci za potrošnju države porasli za 0,5

posto u odnosu na 2012. Istodobno je pad bruto investicija u fiksni kapital iznosio 1

posto. Izvoz roba i usluga pao je za 1,8 posto, ponajprije zbog pada robnog izvoza za

4,1 posto. Uvoz roba i usluga pak smanjen je za 1,7 posto, pri čemu je uvoz roba pao za

1,5 posto. Najveći doprinos povećanju obujma BDP-a u 2013. godini ostvaren je

manjim uvozom roba i usluga, dok je najveći doprinos smanjenju obujma uzrokovan

padom izvoza roba.

Hrvatska je jedina zemlja od novih članica Europske unije koja će u 2014. imati pad

BDP-a, upozoravaju predstavnici Svjetske banke, ali i navode da se vide i prvi znakovi

oporavka.(www.seebiz.eu) Od početka 2014. kontinuirano raste industrijska

proizvodnja i izvoz, a u lipnju se vide i znakovi smanjivanja nezaposlenosti koja

Sku

p1

; 2

00

7.;

5,1

0

Sku

p1

; 2

00

8.;

2,1

Sku

p1

; 2

00

9.;

-6

,9

Sku

p1

; 2

01

0.;

-1

,4

Sku

p1

; 2

01

1.;

0

Sku

p1

; 2

01

2.;

-2

Sku

p1

; 2

01

3.;

-1

14

nijeposljedica turizma. Grafikon 6 prikazuje procjene kretanja BDP u zemljama

Europske unije.

Grafikon 6.: Kretanja BDP-a u 2013. godini i njegove procjene za 2014. i 2015.godinu

Izvor: www.worldbank.org/

Na grafikonu 6 vidljivo je da će se gospodarski rast u zemljama Srednje i istočne

Europe udvostručiti u 2014. godini, te nastaviti jačati 2015. Iznimka je jedino Hrvatska,

za koju se u 2014. očekuje pad BDP-a od 0,5 posto, dok se sljedeće godine očekuje

blagi rast od 1,2 posto. Prosječni rast ove godine u promatranih jedanaest zemalja trebao

bi biti 2,6 posto, dok će 2015. on iznositi 3 posto. Osim što je Hrvatska već šestu godinu

u recesiji, prognoze pokazuju da nas očekuje zaostajanje u odnosu na promatranu regiju.

Rast izvoza, potaknut rastućom potražnjom iz ostatka Europske unije, koji je inicijalno

poticao rast gospodarstava, postepeno nadopunjuje i domaća potražnja, što se posebno

očituje u Rumunjskoj, Slovačkoj i Poljskoj. Najbrži rast prognozira se za Estoniju,

Latviju i Litvu. Glavni problem Hrvatske je visoka nezaposlenost mladih, koja je u

15

među najvišima u Europi, a u zemljama sa takvim problemom javlja se i tendencija

pada populacije.

3.2. Zaposlenost i nezaposlenost

Prirodna stopa nezaposlenosti je stopa nezaposlenosti pri kojoj je stvarna stopa inflacije

jednaka očekivanoj. Povezana sa prirodnom stopom nezaposlenosti je prirodna stopa

zaposlenosti, odnosno razina zaposlenosti koja prevladava kada je nezaposlenost

jednaka svojoj prirodnoj razini.(Blanchard, 2005)Registrirane nezaposlene osobe su

osobe u dobi od 15 do 65 godina sposobne ili djelomično sposobne za rad koje nisu u

radnom odnosu, aktivno traže posao i raspoložive su za rad te zadovoljavaju sve

kriterije iz odredbi Zakona o posredovanju pri zapošljavanju i pravima za vrijeme

nezaposlenosti (čl. 10.), a evidentirane su u Hrvatskom zavodu za zapošljavanje na

kraju izvještajnog razdoblja.

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

godina. To pokazuje grafikon 7 pod nazivom „Kretanje nezaposlenosti u RH za

razdoblje od 2004. do 2013. godine“.

Grafikon 7.: Kretanje nezaposlenosti u RH od 2004. do 2013. godine

Izvor: obradio student na temelju www.hzz.hr

; 2004; 309875 ; 2005; 308739 ; 2006; 291616

; 2007; 264446

; 2008; 236741

; 2009; 263174

; 2010; 302425 ; 2011; 305333 ; 2012; 324323

; 2013; 345112

16

Iz grafikona 7 vidljivo je da od 2004. do 2008. godine broj nezaposlenih je konstantno

padao i u 2008. godini zabilježena je najmanja razina sa 236 741 tisuća nezaposlenih.

Pojavom gospodarske krize 2009. godine nezaposlenost ponovno doživljava nagli rast i

od tada raste sve do 2013. godine. Kao posljedica kontinuiranog pada zaposlenih i rasta

nezaposlenih osoba, registrirana stopa nezaposlenosti je u siječnju 2013. godine iznosila

21,9%, što je najviša razina od listopada 2002.Hrvatsko stanovništvo najneaktivnije je u

Europskoj uniji. Kad je riječ o nezaposlenosti, ali i želji za pronalaskom posla, Hrvati se

nalaze na posljednjem, 28. mjestu. Riječ je o podacima Eurostata za 2012. koji pokazuju

kako od ukupno 2,7 milijuna radno sposobnih osoba u dobi od 15 do 64 godine više od

milijun građana ne radi i ne traži posao.Nezaposlenost u Hrvatskoj opada tijekom ljetnih

mjeseci, a ponovno raste tijekom zimskih zbog sezonskog zapošljavanja potaknutog

dolaskom turista na Jadran.

3.3. Plaće

Plaća je iznos novca, kojeg plaća poslodavac zaposleniku obično mjesečno za njegov

rad na temelju sklopljenog ugovora o radu. Poslodavac automatski odbija od bruto plaće

iznose za pojedine poreze i doprinose tako da zaposleniku ostane neto plaća.Na cijenu

rada utječe u sklopu tržišnog natjecanja odnos između potražnje za radom i ponude

radnih mjesta. Određivanje nadnica uvelike ovisi o stopi nezaposlenosti. Veća

nezaposlenost slabi pregovaračku snagu radnika, te ih prisiljava da prihvate niže

nadnice.(Blanchard, 2005) U tablici 1 prikazane su prosječne neto plaća u Hrvatskoj.

17

Tablica 1.: Prosječne neto plaće u Hrvatskoj od 2003. do 2013. godine (kn)

Izvor : obradio student na temelju www.dzs.hr

Prema tablici 1 vidljivo je da je neto plaća u Hrvatskoj od 2003. do 2013. porasla za

71,4%. No, isto tako su porasli i troškovi života. Prema tvrdnjama analitičara iz SSSH,

Sindikalna košarica u travnju 2013. za četveročlanu radničku obitelj iznosi 6.678,283kn.

Prosječna neto plaća pokriva 82,58 % troškova života, što je, građane Hrvatske, vratilo

deset godina unazad kada je o životnom standardu riječ.

3.4. Stopa inflacije

Inflacija je posljedica neravnoteže u narodnoj privredi koja se očituje u porastu

unutrarnjih cijena. Stoga se inflacija često definira kao proces porasta cijena u zemlji.

(Babić 2007) Ako razina cijena kontinuirano raste zemlja se suočava sa inflacijom, a u

suprotnom slučaju kada razina cijena pada, zemlja se suočava sa deflacijom. Za

mjerenje inflacije koristi Indeks potrošačkih cijena (CPI) koji mjeri troškove tržišne

košare dobara i usluga potrebnih za svakodnevni život. Osim toga koristi se i BDP

deflator. BDP deflator je razlika između nominalnog i realnog BDP-a u jednoj

godini.(Blanchard, 2005) Plaće mogu utjecati na inflaciju na dva načina. Prvo, porast

plaća iznad porasta produktivnostistvara izravan pritisak na cijene. Treba naglasiti

kakoutjecaj plaća kao važančinitelj na strani troškova ovisi o udjelu troškova za plaće u

ukupnim troškovima proizvodnje. Drugo, plaće su činitelj i na strani potražnje jer utječu

Godina Plaće

2003. 3940

2004. 4173

2005. 4376

2006. 4603

2007. 4841

2008. 5178

2009. 5311

2010. 5343

2011. 5441

2012. 5478

2013. 5515

18

na kupovnu moć kupaca, djelujući tako i na agregatnu potražnju.(Malešević-Perović,

2009) Grafikon 8 pokazuje prosječnu godišnju stopu inflacije u Hrvatskoj.

Grafikon 8.: Prosječna godišnja stopa inflacije Republike Hrvatske u razdoblju 2003.-

2012. god

Izvor: obradio student na temelju podataka sa eurostata

Iz priloženog grafikona je vidljivo da je Hrvatska u blagoj inflaciji, u iznosu od 1 % do

3 %. Osim 2008. godine kada doživljava najveću stopu od 5,8 %, i to ponajprije zbog

divljanja cijena barela nafte, ali i porasta cijena hrane te bezalkoholnih pića i dijela

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

na članice Europske unije, odmah iza Mađarske i Rumunjske.

3.4. Državni proračun

Državni proračun je sustavni pregled planiranih prihoda i rashoda neke države u

određenom vremenskom razdoblju, formulira ga Vlada, a prihvaća Parlament.To je

blagajna koju pune svi građani i poduzeća (porezni obveznici), a novac iz te blagajne

trebao bi se koristiti za opće potrebe države i njenih građana.

Tri su glavne funkcije proračuna:

19

a)prikazuje najvažnije ciljeve države u fiskalnoj godini

b)služi kao instrument kojim država utječe na ekonomsko stanje zemlje

c)služi kao sustav kontrole prikupljanja i trošenja proračunskih sredstava.

Smanjeni prihodi i povećani rashodi čine složenu proračunsku situaciju u 2013. godini.

Prema preliminarnim podacima Ministarstva financija u siječnju 2013. godine državni

proračun je ostvario 8 milijardi kuna ukupnih prihoda, istodobno su ukupni rashodi

iznosili 10,6 milijardi kuna što je rezultiralo relativno visokim proračunskim deficitom

od 2,6 milijarde kuna. U odnosu na isti mjesec 2012. godine prihodi su manji za 1,7%,

rashodi su veći za 11,1% dok je deficit povećan za 1,2 milijarde kuna. Ipak, podaci za

samo jedan mjesec u godini nisu reprezentativni jer u njima još nisu dovoljno vidljivi

efekti poreznih promjena (ukidanje nulte stope PDV-a), a posebno jer različita dinamika

izvršavanja proračunskih obveza po mjesecima u ovoj i prethodnoj godini snažno utječe

na siječanjske rezultate. Tako su siječanj 2013. godine obilježile nešto ranije isplate

subvencija poljoprivredi, podmirenje dijela dugova u zdravstvenom sustavu, uplata

poticaja za stambenu i mirovinsku štednju te isplata sredstva za decentralizirane

funkcije lokalnoj upravi i samoupravi. Prihodna se strana proračuna i nadalje oslanja na

rast poreznih prihoda (u siječnju 2013. godine međugodišnji rast od 0,3%) zahvaljujući

prije svega povećanim prihodima od PDV-a (+7,4%). Istodobno su, međutim, na

godišnjoj razini smanjeni prihodi od poreza na dobit (-3,3%), poreza na dohodak (-

9,4%), kao i prihodi od trošarina (-18,4%). Uz to, osjetno su smanjeni i prihodi od

socijalnih doprinosa (-5,1%) pod utjecajem smanjenih prihoda od doprinosa za

zdravstveno osiguranje kao rezultat za dva postotna boda niže stope izdvajanja. Visok

međugodišnji rast proračunskih rashoda u siječnju pod dominantnim je utjecajem rasta

financijskih rashoda, odnosno kamata (+26,4%), praćenih rastom isplata subvencija

(+57,2%) te pomoći lokalnoj državi (+29,7%). S druge strane, smanjeni surashodi za

zaposlene (-2,5%), kao i izdaci za materijalne rashode (-1,5%). U tablici 2. vidljivo je

kretanje državnog proračuna od 2010. do 2012. godine.

20

Tablica 2. : Kretanje državnog proračuna od 2005. do 2012. godine u mil. kn

Izvor: obradio student na temelju www.dzs.hr

U tablici 2 vidi se da je Hrvatska ostvarila deficit od 2005. do 2012. godine, s time da je

najveći deficit ostvaren u 2009. godini sa 16687,1 milijuna kn, dok je najmanji

ostvareni deficit u 2008. godini, i iznosi 714,4 milijuna kn. Ukupni rashodi imaju

konstantni pad od 2009. do 2012. godine. Od 2009. do 2012. godine vidljiv je pomak u

poslovanju države, tj. ukupni prihodi su se povećali u 2012. godini u odnosu na

prethodne dvije godine, a ukupni rashodi su se smanjili, ali to nije još dovoljno kako bi

država počela ostvarivati suficit, tj. pozitivno financijsko stanje.

godina 2005. 2006. 2007. 2008. 2009. 2010. 2011. 2012.

ukupni prihodi 75 076,9 79 445,4 85 653 95 235,6 108 320,6 107 466,3 107 069,7 109 558,9

ukupni rashodi 80 446,6 83 145,1 87 857,3 95 950 125 007,7 120 323,3 119 939,5 118 730

deficit 5369,70 3699,70 2204,30 714,4 16687,1 12 857 12 869,8 9 171,1

21

4. PODACI I MODEL KOINTEGRACIJE DOHOTKA I POTROŠNJE

Na temelju eurostata prikupljeni su podaci bruto raspoloživog dohotka i konačne

potrošnje. Model je napravljen pomoću programa E-views, a korišteni su sljedeći

testovi: test jediničnog korijena i test kointegracije. Procjena kointegracijske regresije

utvrđena je pomoću: FMOLS metode, kanoničke kointegracijske regresije i dinamičkog

OLSA. Prvo se računa dugoročni dio kointegracijskog modela, a nakon toga kratkoročni

dio. Kratkoročni dio kointegracijskog modela napravljen je na temelju modela

kratkoročnih korekcija.

4.1. Empirijski podaci

Podaci o osobnoj potrošnji ili potrošnji kućanstva se prikupljaju pomoću Ankete o

potrošnji kućanstva na reprezentativnom uzorku kojeg provodi Državni zavod za

statistiku u suradnji s uredima državne uprave u županijama nadležnima za poslove

službene statistike od 1998. Anketa se provodi u skladu s metodološkim preporukama

Europske unije te međunarodnim standardima i klasifikacijama. U tablici 3. biti će

prikazani podaci o bruto raspoloživom dohotku i konačnoj potrošnji stanovnika. Podaci

vrijede od 2003. do 2013. godine po tromjesečjima.

Tablica 3.:Bruto raspoloživi dohodak i konačna potrošnja po stanovniku 2003.-2013.(€)

Godina BRD Q1 BRD Q2 BRD Q3 BRD Q4 KP Q1 KP Q2 KP Q3 KP Q4

2003. 1700 1800 1800 1800 1400 1400 1400 1400

2004. 1900 2000 2000 2000 1500 1500 1600 1600

2005. 2000 2100 2100 2200 1600 1700 1700 1700

2006. 2200 2300 2300 2400 1700 1800 1800 1800

2007. 2400 2500 2500 2600 1900 1900 2000 2000

2008. 2700 2700 2800 2800 2100 2100 2200 2100

2009. 2500 2600 2600 2600 2100 2000 2000 2000

2010. 2600 2600 2600 2500 2000 2000 2100 2000

2011. 2500 2600 2600 2500 2100 2100 2100 2100

2012. 2500 2500 2600 2500 2000 2000 2100 2100

2013. 2500 2600 2600 - 2100 2100 2100 2000

Izvor: obradio student na temelju eurostata

22

4.2. Desezoniranje podataka

S obzirom da je utjecaj sezone na Republiku Hrvatsku veoma snažan podatke je

potrebno desezonirati kako bi se dobila stvarna slika kretanja bruto raspoloživog

dohotka i konačne potrošnje.Postupkom desezoniranja uklanja se uobičajeno odstupanje

od trenda koje se javlja svake godine u istim mjesecima. Međutim, desezoniranjem se

ne uklanjaju razlike u opsegu sezonskih odstupanja. Naprotiv, razlike u opsegu

sezonskih odstupanja zadržavaju se u obliku trenda ili cikličkih odstupanja od

trenda.Metodama desezoniranja identificira se, procjenjuje i uklanja sezonski utjecaj, ali

se ne analizira niti se objašnjava njegov uzrok. Upravo zbog toga daljnje istraživanje

provest će se pomoću desezioranih podataka koje prikazuje tablica 4. Desezoniranjeje

izvršeno pomoću Eviews programa, točnije pomoću metode Census X-12.

Tablica 4.: Desezonirani podaci za bruto raspoloživi dohodak i konačnu potrošnju

kućanstva Republike Hrvatske u razdoblju od 2003. do 2013. god

Godina BRD Q1 BRD Q2 BRD Q3 BRD Q4 KP Q1 KP Q2 KP Q3 KP Q4

2003. 1721,299 1771,139 1810,067 1796,903 1413,274 1385,852 1387,024 1415,004

2004. 1923,625 1968,425 2011,728 1995,917 1512,779 1485,949 1584,838 1618,129

2005. 2022,944 2070,336 2111,352 2194,004 1610,348 1687,992 1682,57 1720,17

2006. 2223,836 2272,309 2309,764 2392,838 1705,928 1793,435 1780,96 1820,079

2007. 2423,989 2477,352 2502,725 2594,425 1901,509 1901,278 1976,315 2021,886

2008. 2728,023 2680,133 2791,461 2801,883 2095,255 2110,957 2172,563 2118,738

2009. 2525,167 2586,964 2576,258 2611,855 2093,09 2018,739 1971,869 2013,377

2010. 2629,364 2587,267 2564,195 2520,422 1996,286 2021,128 2070,899 2005,493

2011. 2530,377 2587,461 2554,49 2526,904 2104,387 2120,869 2069,891 2102,384

2012. 2534,432 2484,476 2550,695 2530,966 2009,233 2017,927 2070,498 2099,617

2013. 2535,179 2582,967 2548,442 - 2112,647 2118,173 2070,246 1998,853


Grafikon 9 prikazuje desezonirane podatke za bruto raspoloživi dohodak i konačnu

potrošnju kućanstvaRepublike Hrvatske u razdoblju od 2003. do 2013. godine

23

Grafikon 9.:Desezonirani podaci za bruto raspoloživi dohodak i konačnu potrošnju

kućanstva Republike Hrvatske u razdoblju od 2003. do 2013. godine.


Iz ovog grafikona vidi se pozitivna veza između bruto raspoloživog dohotka i konačne

potrošnje. Ukoliko raste bruto raspoloživi dohodak, raste i konačna potrošnja i obrnuto.

4.3. Metodologija

Postoji više ekonometrijskih metoda koje se mogu koristiti za analizu povezanosti

ekonomskih varijabli.Analizom vremenskih serija započinje istraživanje dugoročne

povezanosti dohotka, tj. bruto raspoloživog dohotka i potrošnje, odnosno konačne

potrošnje. Ukoliko su varijable jednakog reda integriranosti može se provesti daljnje

istraživanje, tj. vrši se kointegracija. U ovom radu se primjenjuje kointegracijski pristup

budući da su Peacock i Scott zaključili da je kointegracijska analiza ekonometrijska

metoda koja je najviše u skladu s pogledom na dugoročnu povezanost raspoloživog

dohotka i konačne potrošnje.(Peacock i Scott, 2000)

24

4.4.Testiranje jediničnog korijena

Vremenska serija predstavlja uređeni niz podataka u nekom vremenu. Osnovni cilj

analize vremenskih serija su pronalaženje modela kojima će se opisati zakonitosti u

ponašanju promatranog dinamičkog sustava, te predviđanje njegovog budućeg stanja na

osnovi poznatih stanja u sadašnjosti i prošlosti. Proces je stacionaran ako se njegova

vjerojatnosna svojstva ne mijenjaju tijekom vremena. Stacionarnost se može analizirati

statističkim testovima, a najčešće se koristi Augmented Dickey-Fuller Unit Root test

koji testira hipoteze:

H0: postoji jedinični korijen

H1: ne postoji jedinični korijen

Postojanje jediničnog korijena povlači da je niz nestacionaran. Međutim, nepostojanje

jediničnog korijena ne znači nužno da je niz stacionaran. U tom slučaju može se samo

reći da eventualna nestacionarnost ne proizlazi iz jediničnog korijena karakterističnog

polinoma već ima neki drugi uzrok, primjerice nekakav trend.Dakle, ADF test samo

odgovara na pitanje ima li smisla dalje diferencirati s ciljem postizanja stacionarnosti.

Kako bi se moglo nastaviti daljnje istraživanje potrebno je utvrditi stacionarnost

vremenskih serija. U nastavku slijedi prošireni Dickey-Fuller test o postojanju

jediničnog korijena.

Prvo će se provjeriti stacionarnost vremenske serije desezioniranogbruto raspoloživog

dohotka (BRD_SA) za Republiku Hrvatsku.

25

Računalni ispis ADF testa:

Null Hypothesis: BRD_SA has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.441477 0.1370

Test critical values: 1% level -3.596616

5% level -2.933158

10% level -2.604867 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(BRD_SA)

Method: Least Squares

Date: 07/29/14 Time: 17:29

Sample (adjusted): 2003Q2 2013Q3

Included observations: 42 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. BRD_SA(-1) -0.079048 0.032377 -2.441477 0.0191

C 207.1796 77.39318 2.676975 0.0107 R-squared 0.129693 Mean dependent var 19.69388

Adjusted R-squared 0.107936 S.D. dependent var 66.06496

S.E. of regression 62.39780 Akaike info criterion 11.15138

Sum squared resid 155739.4 Schwarz criterion 11.23413

Log likelihood -232.1791 Hannan-Quinn criter. 11.18171

F-statistic 5.960809 Durbin-Watson stat 2.240013

Prob(F-statistic) 0.019146

Budući da je p vrijednost veća od odabrane razine signifikantnosti od 5% (0,1370>

0,05), nul hipoteza se ne može odbaciti te se zaključuje kako ova serija nije stacionarna.

26

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

potrošnje (KP_SA), a računalni ispis dan je u nastavku:

Null Hypothesis: KP_SA has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.931404



Dependent Variable: D(KP_SA)


Date: 07/29/14 Time: 17:31


Included observations: 43 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. KP_SA(-1) -0.065076 0.031113 -2.091608 0.0427








Budući da je p vrijednost veća od odabrane razine signifikantnosti od 5% (0,2489>

0,05), nul hipoteza se ne može odbaciti te se zaključuje kako ova serija nije stacionarna.

S obzirom da obje promatrane serije nisu stacionarne potrebno je provjeriti

stacionarnost na razini prvih diferencija, jer ako nisu istoga reda stacionarnosti, dvije

serije nije moguće kointegrirati.

27

ADF test nakon izračunavanja prvih diferencija prikazan je u sljedećem računalnom

ispisu:

Null Hypothesis: D(BRD_SA) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.935001



Dependent Variable: D(BRD_SA,2)


Date: 07/29/14 Time: 17:32


Included observations: 41 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(BRD_SA(-1)) -1.066698 0.160718 -6.637095 0.0000

C 20.36036 11.05664 1.841459 0.0732 R-squared 0.530409 Mean dependent var -2.057676







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, što znači da postoji integracija reda jedan.

28

ADF test nakon izračunavanja prvih diferencija prikazan je u sljedećem računalnom ispisu:

Null Hypothesis: D(KP_SA) has a unit root

Exogenous: Constant



5% level -2.933158



Dependent Variable: D(KP_SA,2)


Date: 07/29/14 Time: 17:36


Included observations: 42 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(KP_SA(-1)) -1.086554 0.161854 -6.713172 0.0000

C 15.94914 8.387151 1.901616 0.0644 R-squared 0.529781 Mean dependent var -1.046932







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

što je manje od 0,05 koliko iznosi odabrana razina signifikantnosti, što znači da postoji

integracija reda jedan.

Nakon što je za obje vremenske serije u Republici Hrvatskoj utvrđeno da su integrirane

provjeriti će se kointegracija pomoću Engle-Grangerovog testa.

29

4.5. Kointegracijski model

Kointegracijski model sastoji se od dugoročnog dijela i kratkoročnog dijela

kointegracije. Dugoročni dio modela sastoji se od testiranja kointegracije, dok je

kratkoročni dio obrađen pomoću modela korekcije odstupanja.

4.5.1. Testiranje kointegracije

S obzirom da su obje serije (bruto raspoloživi dohodak i konačna potrošnja), integrirane

reda jedan (I), moguće je ispitati njihovu dugoročnu kointegriranost. Pod pojmom

kointegracije se podrazumijeva, slobodno rečeno, visok stupanjsukladnosti zajedničkog

kretanja individualno nestacionarnih vremenskih serija.Postoje nekoliko metoda kojima

se testira kointegracija, a najčešće korištene jesu Johansenova i Engle - Grangerova

metoda. U ovom istraživanju koristit će se Engle – Grangerova teorija, zbog toga što

daje točnije rezultate. Najjednostavniji zaključak o tome da li je postignuta kointegracija

promatranih nestacionarnih serija dobija se na bazi grafičkog predstavljanja ovih serija.

U grafikonu 10 prikazano je kretanje potrošnje i dohotka u Republici Hrvatskoj.

Grafikon 10. Kretanje potrošnje i dohotka u Republici Hrvatskoj od 2003. do 2013.

godine

Obradio student pomoću www.eurostat.com

30

Iz priloženog grafikona vidi se da je kretanje dvije vremenske serije usklađeno tokom

vremena, pa izgleda da su serije istog reda integriranosti. Točnije, razlika između njih ili

u općem slučaju linearna kombinacija ove dvije vremenske serije predstavlja

stacionarnu seriju. Imajući u vidu međusobni odnos promatranih vremenskih serija

kažemo da ako postoji dugoročna povezanost dvije nestacionarne serije, njihova

kointegriranost podrazumijeva da su odstupanja od ravnotežne putanje stacionarna.U

nastavku će se pomoću računalnog programa E-views ispitati kointegriranost vremenske

serije potrošnje i dohotka Republike Hrvatske.

Engle-Granger test kointegracije prikazan je u sljedećem računalnom ispisu:

Date: 07/29/14 Time: 17:18

Series: BRD_SA KP_SA


Included observations: 43 after adjustments

Null hypothesis: Series are not cointegrated

Cointegrating equation deterministics: C

Automatic lags specification based on Schwarz criterion (maxlag=9)

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

BRD_SA -3.982539 0.0159 -22.71592 0.0129

KP_SA -3.817640 0.0236 -22.01756 0.0159 *MacKinnon (1996) p-values.

Intermediate Results:

BRD_SA KP_SA

Rho – 1 -0.540855 -0.524228

Rho S.E. 0.135807 0.137317

Residual variance 3669.433 2491.499

Long-run residual variance 3669.433 2491.499

Number of lags 0 0

Number of observations 42 42

Number of stochastic trends** 2 2

**Number of stochastic trends in asymptotic distribution

Budući da su za obje promatrane varijable, p vrijednosti (0,0129 i 0,0159) manje od

razine signifikantnosti od 5%, moguće je odbaciti nul hipotezu te se tvrdi kako su

vremenske serije potrošnje i dohotka međusobno kointegrirane.

31

4.5.2. Model korekcije odstupanja

Za nastanak EC modeliranja zaslužni su Davidson i suradnici koji su takvim

modeliranjem željeli istovremeno riješiti nekoliko problema.Kod EC modela je upravo

ključan dugoročan odnos dviju varijabli (osobne potrošnje i raspoloživog dohotka), koji

se razmatrau sklopu teorije kointegracije. (Lovrinčević i Mikulić, 2003) Model

korekcije odstupanja nije model koji ispravlja pogrešku u drugom modelu. To je

skupina više vremenskih serija modela koji izravno procjenjuju brzinu kojom se

zavisna varijabla Y vraća u ravnotežu nakon promjene nezavisne varijable X. Zavisna

varijabla u ovom slučaju prikazuje konačnu potrošnju, a nezavisna varijabla prikazuje

bruto raspoloživi dohodak. VEC model je uobičajena napredna ekonometrijska tehnika

prilikom analiziranja djelovanja fiskalne politike u razvijenim europskim zemljama.

(Benazić, 2006) Nakon što se utrvrdilo da su obje varijable kointegrirane, tj. dugoročno

povezane može se dobiti model korekcije pogrešaka.U nastavku slijedi model korekcije

pogreška koji je izračunan pomoću programa E-views.

32

Vector Error Correction Estimates

Date: 09/12/14 Time: 00:47



Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: CointEq1

KP_(-1) 1.000000

BRD_(-1) -0.212530

(0.24345)

[-0.87300]

C -1392.278

Error Correction: D(KP_) D(BRD_)

CointEq1 -0.094721 -0.139587

(0.04501) (0.06469)

[-2.10445] [-2.15767]

D(KP_(-1)) -0.297661 0.546071

(0.16607) (0.23869)

[-1.79240] [ 2.28776]

D(KP_(-2)) -0.032758 0.146656

(0.17065) (0.24528)

[-0.19195] [ 0.59790]

D(BRD_(-1)) 0.117377 -0.344705

(0.13094) (0.18820)

[ 0.89641] [-1.83155]

D(BRD_(-2)) 0.282457 -0.160899

(0.12423) (0.17856)

[ 2.27360] [-0.90108]

C 14.97348 16.16754

(8.15683) (11.7239)

[ 1.83570] [ 1.37902]

R-squared 0.335560 0.224391

Adj. R-squared 0.237848 0.110330

Sum sq. Resids 66680.97 137754.5

S.E. equation 44.28550 63.65221

F-statistic 3.434184 1.967299

Log likelihood -205.1335 -219.6445

Akaike AIC 10.55667 11.28223

Schwarz SC 10.81000 11.53556

Mean dependent 17.08055 18.45938

S.D. dependent 50.72719 67.48373

Determinant resid covariance (dof adj.) 5882722.

Determinant resid covariance 4250267.

Log likelihood -418.7649

Akaike information criterion 21.63825

Schwarz criterion 22.22935

33

Koeficijent konačne potrošnje ima očekivan negativan predznak od -0.094721 koji

govori da se kvartalno korigira 9,5 % odstupanja od ravnotežnog stanja, dok za bruto

raspoloživi dohodak koeficijent od -0.139587 govorida se kvartalno korigira 13,96 %

odstupanja od ravnotežnog stanja.

34

4.6.Procjena kointegracijske regresije

Za procjenu kointegracijske regresije koristit će se tri testa: Metoda potpuno

modificiranih najmanjih kvadrata,kanonička kointegracijska regresijai dinamički OLS.

4.6.1. Metoda potpuno modificiranih najmanjih kvadrata

Metoda potpuno modificiranih najmanjih kvadrata dizajnirana je i prvotno

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

kointegracijske regresije. U obzir uzima autokorelacijske učinke, odnosno endogenosti

regresora koji proizlaze iz postojanja kointegracijskog odnosa. U nastavku će biti

prikazana metoda potpuno modificiranih najmanjih kvadrata dohotka i potrošnje u

Hrvatskoj pomoću programa E-views.

Model potrošnje:

KP_ = - 1,21 + 0.80 * BRD_

(p=0.99) (p=0.00)

Konstanta u modelu predstavljaautonomnu potrošnju, što znači ukoliko bi bruto

raspoloživi dohodak bio jednak nuli, osobna bi potrošnja iznosila -1.21 € po stanovniku.

Dependent Variable: KP_

Method: Fully Modified Least Squares (FMOLS)

Date: 09/09/14 Time: 02:35




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

= 4.0000) Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. BRD_ 0.796054 0.045363 17.54844 0.0000

C -1.209708 109.2302 -0.011075 0.9912

R-squared 0.940018 Mean dependent var 1894.674


S.E. of regression 58.41794 Sum squared resid 136506.2

Durbin-Watson stat 0.982621 Long-run variance 6803.064

35

Kointegracijski vektor predstavlja graničnu sklonost potrošnji koji iznosi 0,80 što znači

da bi u promatranom razdoblju povećanje bruto raspoloživog dohotka od 1 € po

stanovniku dovelo do povećanja osobne potrošnje u prosjeku za 0,80 € po

stanovniku.Koeficijent determinacije iznosi0.94.Na temelju ove vrijednosti zaključuje

se kako je 94 % varijacija zavisne varijable objašnjeno pomoću ocjenjenog regresijskog

modela. Ovaj model je vrlo reprezentativan s obzirom da je koeficijent determinacije

vrlo blizu 1.

4.6.2. Kanonička kointegracijska regresija

FMOLS metoda u obzir uzima autokorelacijske učinke, odnosno endogenosti regresora

koji proizlaze iz postojanja kointegracijskog odnosa. Kanonička kointegracijska

regresija usko je povezana s FMOLS metodom. Koristi stacionarnu transformaciju

podataka za dobivanje procjenitelja metode najmanjih kvadrata kako bi se izbjegla

dugoročna ovisnost između kointegracijskih jednadžbi i stohastičkih regresora

inovacije. U nastavku će biti prikazana kanonička kointegracijska regresija dohotka i

potrošnje u Hrvatskoj pomoću programa E-views.

Model potrošnje:

KP_ = - 4.59 + 0.80 * BRD_

(p=0.96) (p=0.00)


Method: Canonical Cointegrating Regression (CCR)

Date: 09/09/14 Time: 02:40




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

= 4.0000) Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. BRD_ 0.797489 0.042252 18.87466 0.0000

C -4.593737 100.9573 -0.045502 0.9639 R-squared 0.940003 Mean dependent var 1894.674




36

Ukoliko bi bruto raspoloživi dohodak bio jednak nuli, osobna bi potrošnja iznosila -4.59

€ po stanovniku. Granična sklonost potrošnji iznosi 0,80 što znači da bi u promatranom

razdoblju povećanje bruto raspoloživog dohotka od 1 € po stanovniku dovelo do

povećanja osobne potrošnje u prosjeku za 0,80 € po stanovniku.Koeficijent

determinacije iznosi 0.940003, što znači da je 94 % varijacija zavisne varijable

objašnjeno pomoću ocjenjenog regresijskog modela. Ovaj model je vrlo reprezentativan

s obzirom da je koeficijent determinacije vrlo blizu 1.

4.6.3. Dinamički OLS

Dinamički OLS (DOLS), jednostavna je metoda koja uključuje povećanje

kointegracijskih regresija. (Stock i Watson, 1993) One se povećavaju s vremenskim

odmakom, tako da je rezultatirajuća pogreška korištenjem kointegracijskih jednadžbi

ortogonalna na cijeli tok stohastičkih regresora inovacije. U nastavku će biti prikazana

kanonička kointegracijska regresija dohotka i potrošnje u Hrvatskoj pomoću programa

E-views.


Method: Dynamic Least Squares (DOLS)

Date: 09/14/14 Time: 23:02




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. BRD_ 0.789554 0.053952 14.63430 0.0000





Model potrošnje:

KP_ = 16.31 + 0.79 * BRD_

(p=0.90) (p=0.00)

37

Autonomnu potrošnju predstavlja konstanta, što znači da ukoliko bi bruto raspoloživi

dohodak bio jednak nuli, osobna bi potrošnja iznosila 16.31 € po stanovniku. Graničnu

sklonost potrošnji predstavlja kointegracijski vektor predstavlja koji iznosi 0,79 što

znači da bi u promatranom razdoblju povećanje bruto raspoloživog dohotka od 1 € po

stanovniku dovelo do povećanja osobne potrošnje u prosjeku za 0,79 € po

stanovniku.Koeficijent determinacije iznosi 0.953873. Pomoću ove vrijednosti

zaključuje se kako je 95.39 % varijacija zavisne varijable objašnjeno pomoću

ocjenjenog regresijskog modela. S obzirom da je koeficijent determinacije vrlo blizu 1

ovaj model je vrlo reprezentativan.

38

5. TESTIRANJE PRETPOSTAVKI

S obzirom da je u ovom modelu prisutna samo jedna nezavisna varijabla bruto

raspoloživi dohodak koji ne ovisi o potrošnji nema smisla ispitivati multikolinearnost, a

budući da nemaklasične regresije neće se ispitivati niti heteroskedastičnost.. U nastavku

će se ispitati autokorelacija, te utvrditi normalnost grešaka relacije.

5.1. Autokorelacija

Autokorelacija je mjera statističke ovisnosti između dvije varijable uzorka slučajnog

procesa.Uzroci autokorelacije grešaka relacije mogu biti različiti. Npr. pogrešna

specifikacija modela, pogrešna specifikacija svojstava slučajnih varijabli, transformacije

izvornih vrijednosti varijabli izraženih u obliku vremenskih nizova. Grafikon 11

prikazuje korelogram između bruto raspoloživog dohotka i konačne potrošnje

Republike Hrvatske.

39

Grafikon 11.: Korelogram Republike Hrvatske

Date: 09/04/14 Time: 00:06

Sample: 2003Q1 2013Q3

Included observations: 43 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob . |*. | . |*. | 1 0.074 0.074 0.2539 0.614

.*| . | .*| . | 2 -0.152 -0.158 1.3411 0.511

. | . | . | . | 3 0.002 0.028 1.3414 0.719

. | . | . | . | 4 0.072 0.047 1.5965 0.809

. | . | . | . | 5 0.063 0.059 1.8005 0.876

. | . | . | . | 6 -0.034 -0.027 1.8592 0.932

. | . | . |*. | 7 0.050 0.075 1.9947 0.960

. |** | . |** | 8 0.258 0.243 5.6680 0.684

. |*. | . |*. | 9 0.097 0.078 6.2034 0.719

.*| . | . | . | 10 -0.086 -0.028 6.6336 0.760

. | . | . |*. | 11 0.048 0.082 6.7743 0.817

. |*. | . | . | 12 0.099 0.050 7.3878 0.831

.*| . | .*| . | 13 -0.138 -0.185 8.6231 0.801

.*| . | .*| . | 14 -0.134 -0.115 9.8261 0.775

. |*. | . | . | 15 0.079 0.032 10.263 0.803

. |*. | . | . | 16 0.139 0.015 11.639 0.768

. | . | . | . | 17 0.056 0.023 11.873 0.808

. | . | . | . | 18 -0.051 0.016 12.074 0.843

.*| . | .*| . | 19 -0.107 -0.115 12.996 0.839

. | . | . | . | 20 0.028 -0.013 13.060 0.875

Promatrajući p vrijednosti, lako se uoči kako su sve vrijednosti veće od 0,05 koliko

iznosi odabrana razina signifikantnosti. S obzirom na navedeno odbacuje se nul

hipoteza te se tvrdi kako u modelu nije prisutna autokorelacija.

5.2. Normalnost grešaka relacije

U nastavku je ispitana normalnost grešaka relacije pomoću Jarque-Beraovog testa 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.

40

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

signifikantnosti od 5% slijedi da je:

Jarque-Bera = 1,240, p = 0,54 > 0,05

Budući da su p vrijednosti veće od razine signifikantnosti 0,05, H0 hipoteza se ne može

odbaciti, te se tvrdi kako su greške relacije normalno distribuirane za Republiku

Hrvatsku.

0

2

4

6

8

10

-125 -100 -75 -50 -25 0 25 50 75 100 125

Series: ResidualsSample 2003Q1 2013Q3Observations 43

Mean -1.89e-13Median -2.058067Maximum 119.0922Minimum -117.4568Std. Dev. 61.34699Skewness 0.369396Kurtosis 2.617264

Jarque-Bera 1.240370Probability 0.537845

41

6. ZAKLJUČAK

Ovaj rad bavi se empirijskim istraživanjem povezanosti dohotka i potrošnje u Republici

Hrvatskoj i funkcije potrošnje. Potrošnja jest ne samo konačna svrha svih ekonomskih

aktivnosti, već je i najveća stavka BDP-a koja čini njegove dvije trećine. Zato su

ekonomisti potrošili puno vremena i napora pokušavajući razumjeti odrednice potražnje

za potrošnim dobrima.Jedan od najznačajnijih ekonomista koji je dao teoriju o potrošnji

je John Maynard Keynes. Keynes je smatrao da štednja i potrošnja primarno ovise o

realnom raspoloživom dohotku pojedinca. Glavni cilj svake ekonomske politike je rast i

razvoj gospodarstva, što podrazumijeva rast proizvodnje i zaposlenosti.Prije

modeliranja dugoročne povezanosti potrošnje i dohotka potrebna je detaljnija analiza

gospodarskog okruženja. Republika Hrvatska daleko zaostaje za razvijenim zemljama

ostatka Europe. Ulazak Hrvatske u EU nije donio poboljšanje investicijskog ozračja, te

se ne nazire kraj recesije koja traje od 2009.Hrvatski BDP bilježi konstantan pad od

2009. godine do danas, s time da je jedino u 2011. godini bio na pozitivnoj nuli. Najveći

problem Republike Hrvatske je nezaposlenost koja raste dugi niz godina. Nezaposlenost

u Hrvatskoj opada tijekom ljetnih mjeseci, a ponovno raste tijekom zimskih zbog

sezonskog zapošljavanja potaknutog dolaskom turista na Jadran. Zbog toga prilikom

empirijskog istraživanja povezanosti dohotka i potrošnje prikupljene podatke treba

desezionirati, tj. očistiti od sezonskog utjecaja. Analizom vremenskih serija potrošnje i

dohotka zaključeno je kako su obje serije u Hrvatskoj integrirane reda 1, što znači da su

serije pogodne za testiranje kointegracije. Kointegracijom je utvrđeno postojanje jedne

kointegracijske veze između varijabli što ukazuje na činjenicu da postoji jaka dugoročna

veza između potrošnje i dohotka. Funkcija potrošnje ocijenjena je pomoću tri metode

FMOLS,CCR i DOLS itako je utvrđen iznos autonomne potrošnje i granične sklonosti

potrošnji. Granična sklonost potrošnji iz bruto raspoloživog dohotka koja je izračunana

pomoću sve tri metode u Hrvatskoj iznosi 80 %, što znači da kada se udio bruto

raspoloživog dohotka poveća, dolazi i do povećanja konačne potrošnje kućanstva, što

ujedno i govori o povezanosti dohotka i potrošnje u Republici Hrvatskoj.

42

LITERATURA

KNJIGE

Babić, M 2011, Ekonomija, Uvod u analizu i politku, 2. dorađeno izdanje, Znanje

d.o.o., Zagreb

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

Zagreb

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

Blanchard, O. 2011. Makroekonomija, Mate d.o.o, Zagreb

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

Osijek

Kmenta, J 1997, Počela ekonometrije, 2. izdanje, Mate d.o.o, Zagreb

ČASOPISI:

Ahec-Šonje A, Botrić V, Mervar A, Nestić D., 2002., Privredna kretanja i ekonomska

politika

Bahovac V, Crkvenac M., 1995.,Privredna kretanja i ekonomska politika

Baletić Z, 2008, Recepcija keynesa u hrvatskoj

Basarac M., 2009, Privredna kretanja i ekonomska politika

Benazić M., 2006, Ekonomski pregled

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

Hrvatskoj“

Kuznets S, 1946. "Introduction to "National Income: A Summary of Findings","

Lovrinčević Ž, Mikulić D. 2003., Modeliranje osobne potrošnje u Republici Hrvatskoj

Malešević-Perović L, 2009. Kointegracijski pristup analizi inflacije u Hrvatskoj

Peacock A, Scott A, 2000., The curious attraction of Wagner's law, Public choice

43

Stock J, Watson M, 1993, Econometrica

Šimović H., 2009., Ekonomska istraživanja

Vizek M. 2011., Privredna kretanja i ekonomska politika

INTERNET:

http://www.dzs.hr/Hrv_Eng/ljetopis/2008/PDF/10-bind.pdf

http://www.ec.europa.eu/europe2020/pdf/nd/swd2013_croatia_hr.pdf

http://www.mfin.hr/

http://www.seebiz.eu//

http://statistika.hzz.hr/

44

POPIS GRAFIKONA

Redni broj Naslov grafikona Br. Str.

Grafikon 1 Funkcija potrošnje 3

Grafikon 2 Keynesova funkcija potrošnje 5

Grafikon 3 Model potrošnje životnog ciklusa 7

Grafikon 4 Teorija relativnog dohotka 10

Grafikon 5

Kretanje BDP-a od 2007. do

2013. godine 13

Grafikon 6

Kretanje BDP-a u 2013. godine i njegove

procjene za 2014. i 2015. god 14

Grafikon 7

Kretanje nezaposlenosti u RH od 2004. do

2013. godine 15

Grafikon 8

Prosječna godišnja stopa inflacije za RH od

2003. do 2012. godine 19

Grafikon 9

Desezonirani podaci za brd i kp kućanstva RH u razdoblju od 2003. do 2013. god 25

Grafikon 10

Kretanje potrošnje i dohotka u Republici Hrvatskoj od 2003. do 2013. godine 33

Grakon 11 Korelogram Republike Hrvatske 41

POPIS TABLICA

Redni broj Naslov Tablice Br.Str.

Tablica 1

Prosječne neto plaće u Hrvatskoj od 2003. do 2013. godine (kn) 18

Tablica 2

Kretanje državnog proračuna od 2010. do 2012. godine u RH(kn) 21

Tablica 3

Bruto raspoloživi dohodak i konačna potrošnja u eurima po stanovniku (2003.-2013.) 23

Tablica 4

Desezonirani podaci za bruto

raspoloživi dohodak i konačnu potrošnju kućanstva Republike

Hrvatske u razdoblju od 2003.

do 2013. god 25

45

IZJAVA

Kojom izjavljujem da sam Diplomski rad s naslovom KOINTEGRACIJA DOHOTKA

I POTROŠNJE U HRVATSKOJ izradio samostalno pod voditeljstvom dr. sc.

Ane Štambuk. U radu sam primjenio metodologiju znanstvenoistraživačkog rada i

koristio literaturu koja je navedena na kraju D iplomskog rada. Tuđe spoznaje,

stavove, zaključke, teorije i zakonitosti koje sam izravno iii parafrazirajući naveo u

diplomskom radu na uobičajen, standardan način citirao sam i povezao s korištenim

bibliografskim jedinicama. Rad je napisan u duhu hrvatskog jezika.

Suglasan sam s objavom diplomskog rada na sluzbenim stranicama

Fakulteta.

Student

Sandi Fonovic

Documents

SVEUČILIŠTE U RIJECI EKONOMSKI FAKULTEToliver.efri.hr/zavrsni/796.B.pdf2.1.2. Model potrošnje životnog ciklusa Albert Ando i Franco Modigliani potrošnju koju potrošač ostvari