Page 121 - Gričar, Sergej, in Štefan Bojnec, 2016. Aplikacija metodologije časovnih serij na primeru turističnih cen. Koper: Založba Univerze na Primorskem.
P. 121
Empirična analiza kvantitativne raziskave
Preglednica 11: Kointegracijski test za hipotezo 1.
Deter- število odlogov H0: vrednost kritična vrednost upora-
spremenljivka ministični AIC HQ SBIC test statis- 10 % 5 % bljena
statis-
člen 12 11 2 tike tika
ort tr, 53,02 32,89 35,76
9,90 18,67 20,96 S&L
IDDV, 8,43* 8,18 9,84
ICGS, ICŽP, D1, D2
ICŽPEA, sd, tr, k, 10 1 1 114,55 66,13 77,62
ICGSEA D1, D2, 64,48 47,55 47,78 JTT –
31,79** 26,77 29,36 LR
sl2008M6 11,23 12,61 14,50
Opombe: AIC – Akaike informacijski kriterij, HQ – Hannan-Quin informacijski kriterij, 121
SBIC – Schwarz informacijski kriterij, – kointegracijski rang, – kointegracijski rang ni-
čelne hipoteze, S&L – Saikonen in Lütkepohl test, JTT – Johansen test sledi, LR – dolgoroč-
no; ICGS – indeks cen v gostinstvu, ICŽP – indeks cen življenjskih potrebščin, ICŽPEA –
indeks cen življenjskih potrebščin v evro območju, ICGSEA – indeks cen v gostinstvu v evro
območju; *, **: 10 % in 5 % stopnja značilnosti; sd – neprava sezonska komponenta, tr – line-
arni trend, k – konstanta, sl2008M6 – strukturni lom, ort tr – ortogonalni trend, IDDV – de-
terministični člen davek na dodano vrednost, D1 – deterministični člen evro ob uvedbi (D1 =
1 za december 2006 do februar 2007 in 0 za druge mesece), D2 – deterministični člen evro po
uvedbi (D2 = 1 za od marec 2007 do december 2007 in 0 za druge mesece).
Cilj analize za hipotezo 1 je postavitev modela VAR oziroma VEC,
vendar je pred tem pomembno preveriti število kointegracijskih povezav in
število odlogov. Za ustrezno odločitev odlogov smo se odločili predvsem
na podlagi informacijskih kriterijev (Preglednica 11). Čeprav slednji po-
nujajo možnost izbire desetih odlogov ali enega odloga, se odločimo za en
odlog. Pri ugotavljanju kointegracijskega ranga oziroma števila kointegra-
cijskih povezav smo na podlagi Johansen testa sledi prišli do sklepa, da sta
v modelu dve kointegracijski povezavi. Zavrnili smo namreč ničelno do-
mnevo, da v modelu ni kointegracije. Rezultat sledi teoriji kointegracijske-
ga ranga, kjer velja , pri matriki . Pravilnost odločitve izbire
ranga in odloga nam potrdi Saikonen&Lütkepohl (S&L) test (Lütkepohl
in Krätzig 2004). S pridobljenimi analizami smo postavili neomejen model
VEC. Model VAR ni primeren, saj smo ugotovili prisotnost skupnega sto-
hastičnega trenda in s tem kointegracijo med preučevanimi spremenljivka-
mi. Prikaz analize VECM podajamo v nadaljevanju.
Testiranje hipoteze 2 s pomočjo kointegracijske analize
Dolgoročno razmerje (Gaioti in Lippi 2005; Trnavčevič in Biloslavo 2009;
Bonham, Gangnes in Zhou 2009) dejavnikov povpraševanja na cene v go-
stinstvu smo analizirali s tremi spremenljivkami. V model smo vključili
spremenljivke ICGS, turisti in NEDT ( ). Z univariatno analizo smo
ugotovili, da je spremenljivka NEDT (preglednici 9 in 10). Kointegra-
Preglednica 11: Kointegracijski test za hipotezo 1.
Deter- število odlogov H0: vrednost kritična vrednost upora-
spremenljivka ministični AIC HQ SBIC test statis- 10 % 5 % bljena
statis-
člen 12 11 2 tike tika
ort tr, 53,02 32,89 35,76
9,90 18,67 20,96 S&L
IDDV, 8,43* 8,18 9,84
ICGS, ICŽP, D1, D2
ICŽPEA, sd, tr, k, 10 1 1 114,55 66,13 77,62
ICGSEA D1, D2, 64,48 47,55 47,78 JTT –
31,79** 26,77 29,36 LR
sl2008M6 11,23 12,61 14,50
Opombe: AIC – Akaike informacijski kriterij, HQ – Hannan-Quin informacijski kriterij, 121
SBIC – Schwarz informacijski kriterij, – kointegracijski rang, – kointegracijski rang ni-
čelne hipoteze, S&L – Saikonen in Lütkepohl test, JTT – Johansen test sledi, LR – dolgoroč-
no; ICGS – indeks cen v gostinstvu, ICŽP – indeks cen življenjskih potrebščin, ICŽPEA –
indeks cen življenjskih potrebščin v evro območju, ICGSEA – indeks cen v gostinstvu v evro
območju; *, **: 10 % in 5 % stopnja značilnosti; sd – neprava sezonska komponenta, tr – line-
arni trend, k – konstanta, sl2008M6 – strukturni lom, ort tr – ortogonalni trend, IDDV – de-
terministični člen davek na dodano vrednost, D1 – deterministični člen evro ob uvedbi (D1 =
1 za december 2006 do februar 2007 in 0 za druge mesece), D2 – deterministični člen evro po
uvedbi (D2 = 1 za od marec 2007 do december 2007 in 0 za druge mesece).
Cilj analize za hipotezo 1 je postavitev modela VAR oziroma VEC,
vendar je pred tem pomembno preveriti število kointegracijskih povezav in
število odlogov. Za ustrezno odločitev odlogov smo se odločili predvsem
na podlagi informacijskih kriterijev (Preglednica 11). Čeprav slednji po-
nujajo možnost izbire desetih odlogov ali enega odloga, se odločimo za en
odlog. Pri ugotavljanju kointegracijskega ranga oziroma števila kointegra-
cijskih povezav smo na podlagi Johansen testa sledi prišli do sklepa, da sta
v modelu dve kointegracijski povezavi. Zavrnili smo namreč ničelno do-
mnevo, da v modelu ni kointegracije. Rezultat sledi teoriji kointegracijske-
ga ranga, kjer velja , pri matriki . Pravilnost odločitve izbire
ranga in odloga nam potrdi Saikonen&Lütkepohl (S&L) test (Lütkepohl
in Krätzig 2004). S pridobljenimi analizami smo postavili neomejen model
VEC. Model VAR ni primeren, saj smo ugotovili prisotnost skupnega sto-
hastičnega trenda in s tem kointegracijo med preučevanimi spremenljivka-
mi. Prikaz analize VECM podajamo v nadaljevanju.
Testiranje hipoteze 2 s pomočjo kointegracijske analize
Dolgoročno razmerje (Gaioti in Lippi 2005; Trnavčevič in Biloslavo 2009;
Bonham, Gangnes in Zhou 2009) dejavnikov povpraševanja na cene v go-
stinstvu smo analizirali s tremi spremenljivkami. V model smo vključili
spremenljivke ICGS, turisti in NEDT ( ). Z univariatno analizo smo
ugotovili, da je spremenljivka NEDT (preglednici 9 in 10). Kointegra-
