Printer Friendly

Environmental Kuznets Curve and the position of Slovakia and the Czech Republic in the European Union/Environmentalna Kuznetsova krivka a pozicia Slovenska a Ceskej republiky v Europskej unii.

Uvod

Model povodnej Kuznetsovej invertovanej U-krivky popisoval vztah medzi nerovnostem rozdelovania prijmov a urovnou prijmov [16]. Zaklady modelu boli polozene v Kuznetsovom clanku [15], v ktorom analyzoval vztah medzi demografickymi zmenami a industrializaciou na jednej strane a rozdelenim prijmov krajiny na strane druhej. Podia povodnej hypotezy prijmo-ve nerovnosti najskor rastu a nasledne klesaju v suvislosti s ekonomickym rastom. Od predsta-venia bola tato hypoteza podrobena nespocetnemu mnozstvu analyz a nevyhla sa ani kritike.

Kedze podobnym sposobom mozno mode-lovat aj vztah medzi kvalitou zivotneho prostre-dia (resp. znecistenim) a ekonomickou urovnou, zaciatkom devatdesiatych rokov sa zacali objavovat prve vedecke clanky, podia ktorych existuje vztah v tvare obrateneho pismena "U" (v angl. "inverted-U") medzi HDP a vybranymi typmi znecistenia vzduchu [9], [11]. Autori vychadzali z predpokladu, ze hypoteza inverto-vanej U-krivky je konzistentna so scenarom, podia ktoreho rozvoj priemyslu najskor vedie k zvysovaniu znecistujucich emisii a v neskor-sich obdobiach dochadza k ich poklesu v suvis- losti s ekonomickym rozvojom. Zdovodnuju to predovsetkym zvysovanim dopytu spolocnosti po kvalite zivotneho prostredia a lepsom zdravi.

Podobne, ako v pripade povodnej Kuznet-sovej krivky, aj environmentalnej Kuznetsovej krivke bola venovana dostatocna pozornost. Spociatku bolo uskutocnenych viacero studii zameranych na podporenie povodnej hypotezy, pricom boli pouzite rozne ukazovatele zneciste-nia prostredia (pozri napr. [4], [10], [22], [42]), alebo sa autori zamerali priamo na urcitu krajinu/region (pozri napr. [8], [20], [33], [35]), pri-padne hiadali vzajomne suvislosti medzi povodnou Kuznetsovou krivkou a environmen-talnou Kuznetsovou krivkou [13]. Sucasny vyskum environmentalnej Kuznetsovej krivky (dalej len EKC--z angl. Environmental Kuznets Curve) je spojeny s aktualnymi problemami zivotneho prostredia ako napr. odlesnovanie [14], prip. krivka je skumana vo vztahu k environmentalnej chudobe [18], energetickej efek-tivnosti [31] atd.

Ani EKC sa nevyhla kritike. Najvyznamnej-sia kritika sa tyka skutocnosti, ze bezne analyzy nezohiadnuju napr. predpisy tykajuce sa regulacie znecistovania zivotneho prostredia. Ak napriklad krajina s vyssou ekonomickou urovnou prijme opatrenia na znizenie emisii, vyroba sa moze presunut do menej rozvinutych krajin. V konecnom dosledku sa to moze javit, ze s rastom HDP skutocne suvisi pokles zneci-stenia [26]. Kritika EKC sa tykala aj ekonome-trickeho modelovania, pricom v minulosti bol za hlavny povazovany problem s heteroskedastici-tou v modeloch [25], [27]. Od obdobia tejto kritiky preslo uz dlhsie obdobie, a tak v suvislosti s novymi nastrojmi ekonometrickeho modelo-vania uz nie je aktualna, no medzitym vznikli nove problemy, napriklad suvisiace s dynami-zaciou modelu [6].

Kedze sucasna spolocnost si vo vacsej miere zacina uvedomovat hrozbu enrivonmen- talnych problemov v suvislosti s aktualnym ekonomickym vyvojom, v poslednom obdobi bolo aj v SR a CR publikovanych viacero clankov zaoberajucich sa vztahmi medzi ekonomikou a zivotnym prostredim [3], [5], [7], [17], [23], [29], [32]. Priamo hypotezou environmentalnej Kuz-netsovej krivky sa zaoberali napriklad [19] a [37].

Cieiom clanku je odhadnut environmental-nu Kuznetsovu krivku a jej zodpovedajuci bod obratu pre krajiny Europskej unie. Odhadnutim krivky je mozne identifikovat krajiny, ktore uz dosiahli svoj bod obratu, tzn. dosiahli ekono-micku uroven, od ktorej dochadza k poklesu mnozstva emisii. Rovnako je mozne identifiko-vat krajiny, ktore este svoj bod obratu nedosi-ahli, a teda rast ekonomickej urovne krajiny je spojeny s rastom mnozstva emisii. Zvlastna pozornost je venovana Slovensku a Ceskej republike a ich pozicie v Europskej unii z pohia-du enrivonmentalnej Kuznetsovej krivky.

Odhad krivky je zalozeny na udajoch z databazy Svetovej banky World Development Indicators s pouzitim vsetkych dostupnych uda-jov za kazdu krajinu Europskej unie za obdobie 1960-2011. Na odhad modelu bola pouzita standardna metodika odhadu regresnych modelov pre panelove udaje.

1. Ekonometricka analyza EKC

Vzhiadom na povahu analyzovaneho vztahu, uz prve pokusy [12] o empiricku verifikaciu tejto hypotezy boli zalozene na ekonometrickom modelovani panelovych udajov so zohiadnenim specifickych efektov krajiny a casu. Citovana studia [12], ako aj dalsie su totiz zalozene na predpoklade, ze mnozstvo emisii vyznamne zavisi od specifickych podmienok v jednotlivych krajinach a navyse, existuju faktory spolocne pre vsetky krajiny v jednotlivych obdobiach.

Povodna praca Holtza-Eakin a Seldena ([11] a [12]) inspirovana studiou Grossmana a Kruegera [9] a Seldena a Songa [24] uvazuju kvadraticky vztah medzi mnozstvom emisii C[O.sub.2] (cit) na obyvatel'a a HDP na obyvateia ([y.sub.it]):

[c.sub.it] = [[beta].sub.0] + [[beta].sub.1][y.sub.it] + [[beta].sub.2][y.sup.2.sub.it] + [[gamma].sub.t] + [f.sub.i] + [[epsilon].sub.it] (1)

resp. jeho logaritmicku podobu:

ln [c.sub.it] = [[alpha].sub.0] + [[alpha].sub.1] (ln [y.sub.it]) + [[alpha].sub.2] [(ln [y.sub.it]).sup.2] + [[gamma].sub.t] + [f.sub.i] + [[epsilon].sub.it] (2)

kde [f.sub.i] a [[gamma].sub.i] su fixne efekty krajin a obdobi a [[epsilon].sub.it] je nahodna chyba.

Podobne aj v sucasnosti je akceptovany standardny model [17]:

ln[(E/P).sub.it] = [[alpha].sub.i] + [[gamma].sub.t] + [[beta].sub.1] [(GDP/P).sub.it] + [[beta].sub.2] [(ln(GDP/P)).sup.2.sub.ti] + [[epsilon].sub.it] (3)

kde E su emisie, P je pocet obyvatelov, [alpha], a [[gamma].sub.i] su fixne efekty (urovnove konstanty) pre jednotlive krajiny i a roky t a [e.sub.it] je nahodna chyba. Bod obratu (teda hodnota HDP, v kto-rom je koncentracia emisii maximalna a od tohto bodu zacina klesat) je dany vztahom:

[tau] = exp (-[[beta].sub.1]/2[[beta].sub.2]) (4)

Na zaklade uskutocnenych analyz dochad-za Stern vo svojej studii [26] k zaveru, ze jedi-ne model fixnych efektov so zohll'adnenim casovych a individualnych efektov (tzv. fixed effects two-way error component model [1]) moze byt odhadnuty konzistentne.

V nasej praci sa zameriame na ekonome-tricku analyzu EKC zalozenu na rovnici (3). Vzhiadom na skutocnost, ze Europska unia je spolocenstvom znacne heterogennych krajin, okrem modelu pre celu EU budu v studii odhadnute dva dalsie modely-- jeden pre (pracovne nazvane) "bohate krajiny" (t.j. krajiny, ktorych HDP na obyvateia vyjadreny v parite kupnej sily za obdobie poslednych piatich rokov bol v prie-mere vyssi ako priemer EU; patria sem krajiny: Belgicko, Dansko, Nemecko, Spanielsko, Fran-cuzsko, Taliansko, Irsko, Luxembursko, Holandsko, Rakusko, Finsko, Svedsko, Velka Britania) a druhy pre "chudobne krajiny" (t. j. krajiny, ktorych HDP na obyvateia vyjadreny v parite kupnej sily za obdobie poslednych pia-tich rokov bol v priemere nizsi ako priemer EU; patria sem krajiny: Bulharsko, Ceska republika, Estonsko, Grecko, Cyprus, Lotyssko, Litva, Madarsko, Malta, Pol'sko, Portugalsko, Rumunsko, Slovinsko, Slovensko).

2. Metodika prace

2.1 Opis pouzitych udajov a jednotiek pozorovania

Zdrojom udajov pouzitych v tejto praci je data-baza Svetovej banky World Development Indicators [28]. V praci su pouzite udaje za vset-kych 27 krajin Europskej unie, pricom casove pokrytie sa lisi--v pripade "bohatych krajin" sa pohybuje na urovni 18-29 rokov, v pripade "chudobnych krajin" su dostupne udaje za obdobie 14-49 rokov. (Maximalna mozna dizka casoveho radu mohla obsahovat udaje za obdobie 1960-2011.)

Ako vyplyva z predchadzajuceho textu, vysvetlovanou premennou v modeli je mnozstvo C[O.sub.2] emisii v tonach na jedneho obyvateia [C[O.sub.2]pc].

Obrazok 1 zachytava stredne hodnoty mnozstiev C[O.sub.2] emisii v tonach na jedneho obyvateia v krajinach EU. Ako je z obrazku zrej-me, najnizsie priemerne hodnoty na obyvateia su zaznamenane v krajinach Portugalsko, Lotyssko, Litva, Malta, Cyprus ("chudobne krajiny"), v "bohatych krajinach" najnizsie priemerne hodnoty dosahuje Spanielsko. V ramci skupiny "chudobnych krajin" su najvyssie hodnoty zaznamenane v CR, Estonsku a v Poisku, v "bohatych krajinach" signifikantne vysoke hodnoty vykazuje Luxembursko, ktore niekoikonasobne pre- vysuje priemer ostatnych krajin.

V studii porovnavame vysledky styroch modelov, v ktorych ako vysvetiujucu premennu budeme uvazovat:

* HDP na obyvateia vyjadreny v parite kupnej sily v medzinarodnych dolaroch v stalych cenach roku 2005 [GDPpcPPP_constant2005],

* HDP na obyvateia vyjadreny v parite kupnej sily v medzinarodnych dolaroch v beznych cenach [GDPpcPPP_current],

* hruby narodny dochodok na obyvateia v USD v stalych cenach roku 2000 [GNIpc_constant2000],

* hruby narodny dochodok na obyvateia vyjadreny v parite kupnej sily v medzina- rodnych dolaroch v beznych cenach [GNIpc_PPP_current].

Priemerne hodnoty uvedenych premen-nych, vratane ich intervalov spoiahlivosti su znazornene na obrazkoch 2 (pre "chudobne krajiny") a 3 (pre "bohate krajiny").

Co sa tyka priemernych hodnot ukazovate-iov ekonomickej vykonnosti "chudobnych kra-jin" (obr. 2) vyjadrenych v parite kupnej sily, pohybuju sa na urovni 5 000-20 000 medzina-rodnych dolarov, resp. USD. Hruby narodny dochodok v medzinarodnych dolaroch v stalych cenach roku 2000 (obr. 2 viavo dole) sa pohybuje na urovni 2 000-10 000 dolarov.

U "bohatych krajin" (obr. 3) je heterogenita v premennych opat vyssia a je to sposobene vysokymi hodnotami uvedenych premennych v pripade krajiny Luxembursko. Najnizsia hete-rogenita je v pripade premennej hruby narodny dochodok v medzinarodnych dolaroch v stalych cenach roku 2000 (obr. 3 viavo dole).

2.2 Odhad modelu

Na odhad modelov popisanych v predchadzaj-ucom texte je pouzita standardna metodika odhadu regresnych modelov pre panelove udaje. Odhady su uskutocnene s pouzitim balika plm [2] v softveri R [21].

Odhadnuty model je potrebne testovat, ci spina apriorne teoreticke predpoklady o modeli (teda ci ide o model fixnych efektov s vyznamnymi casovymi a individualnymi efektmi) a takisto, ci vyhovuje statistickym predpokla-dom kladenym na takyto typ ekonometrickych modelov.

Konkretne ide o testovanie tzv. "poolability" (teda, ci je vhodne pouzit strukturu panelovych udajov, prip. je postacujuce pouzit jednoduchu metodu najmensich stvorcov ignorujucu panelove zoskupenie udajov); testovanie vyznamnosti casovych, individualnych, prip. oboch typov efektov (pomocou testov Breuscha a Pagana; Hondu); testovanie prierezovej zavislosti (Pesaranov test prierezovej zavislosti v pane-loch), poradovej korelacie (Breuschov-Godfrey-ov/Wooldridgeov test), stacionarity (Maddala-Wu test jednotkoveho korena pre panelove udaje) a heteroskedasticity (Breuschov-Paga-nov test) (pozri napr. [1] a [13]). V praxi sa casto pouziva aj Hausmanov test na testova-nie, ci je vhodny test nahodnych efektov alebo fixnych efektov, no ak je v modeli pritomna pri-erezova zavislost alebo poradova korelacia, estimator nahodnych efektov nie je efektivny, a tak vysledok Hausmanovho testu moze byt skresleny [34]. Tyka sa to aj nasho modelu, a tak od tohto testu upustime. Prakticky to pre nas znamena, ze sa budeme pridrziavat "opa-trnejsieho" pristupu, kedy a priori predpoklada-me, ze nepozorovateine efekty su korelovane s vysvetiujucimi premennymi.

Heteroskedasticita, poradova korelacia a prierezova zavislost byvaju nezriedka pritomne v ekonometrickych modeloch, co ma okrem ineho za nasledok skresleny odhad standardnych od-chylok odhadnutych koeficientov, a v konecnom dosledku sa tak mozeme dopustit nespravnych zaverov tykajucich sa vyznamnosti regresnych koeficientov. V takom pripade sa odporuca odhadnut robustnu variancno-kovariancnu maticu [2], [36].

3. Vysledky

Ako bolo uvedene v uvodnej casti prace, na ove-renie platnosti hypotezy environmentalnej Kuz-netsovej krivky sa spravidla pouziva regresny model panelovych udajov s casovymi a individu-alnymi fixnymi efektmi. V pripade analyzy krajin EU-27 (Tab. 1) sa ukazal tento model ako vhodny (z pohiadu vsetkych uvazovanych alternativ makroekonomickeho vystupu), t. j. individualne aj casove efekty su statisticky vyznamne.

Z pohiadu na Tab. 1 je dalej zrejme, ze tak-mer kazdy z modelov ma porusenie viacerych predpokladov (prierezova zavislost, poradova korelacia a heteroskedasticita), a tak pri inter-pretacii vyznamnosti regresnych koeficientov je potrebne vychadzat z vysledkov testov zalozenych na robustnej variancno- kovariancnej matice (teda prava cast kazdeho zo stlpcov). (Rov-nakym sposobom je potrebne pristupovat aj k interpretacii vysledkov ostatnych modelov v tejto studii.)

V pripade krajin EU-27 tak mozno za naj-lepsi model povazovat model, do ktoreho ako vysvetiujuca premenna vstupuje hruby narodny dochodok na obyvateia (v USD v stalych cenach roku 2000). Tento model (model C.1) je zalozeny na 919 pozorovaniach. Koeficient kvadratickeho clena uvedeneho modelu je zaporny a je statisticky vyznamny, a tak sa sku-tocne mozeme priklonit k nazoru, ze situacia v krajinach EU-27 potvrdzuje platnost environ-mentalnej Kuznetsovej krivky.

Uvedeny predpoklad je podlozeny aj grafickym znazornenim vstupnych udajov (Obr. 4), kde je zrejme, ze vstupne udaje vizualne pripominaju cast paraboly. V grafe na obr. 4 su zamerne pouzite dva typy symbolov: "x" pre chudobne krajiny a "o" pre bohate krajiny. (Kvoli prehiad-nosti grafu je os y "useknuta" na urovni cca 15 ton C[O.sub.2] na obyvateia, co sposobilo vypad-nutie hodnot pre Luxembursko z dovodu vysokych hodnot.) V grafe su znazornene dve odhadnute krivky-- jedna pre "bohate" krajiny EU, druha pre "chudobne" krajiny EU. Kedze kazdej krajine prislucha jedna krivka (v suvis- losti s odhadnutymi individualnymi efektmi), konstantne cleny funkcii pre obe skupiny krajin su odhadnute ako "priemerne" individualne efekty pre kazdu zo skupiny krajin.

Ekonomie

Zvysna cast tabuiky sa tyka pouzitych testov, uvedene su hodnoty testovacej statistiky, pod ktorymi sa v zatvorkach nachadzaju prislusne p-hodnoty. Individualne, casove a dvojite efekty-- testovanie vyznamnosti casovych, individual- nych, prip. dvojitych efektov pomocou testu Breuscha a Pagana (rava cast stipca); Hondovho testu (prava cast stipca). Prierezova zavislost: Pesaranov test prierezovej zavislosti v paneloch. Poradova korelacia: Breuschov- Godfreyov/Wooldridgeov test. Heteroskedasticita: Breuschov-Paganov test. Stacionarita: Maddalov-Wuov test jednotkoveho korena pre panelove udaje.

Zdroj: vlastne spracovanie

Co sa tyka modelu odhadnuteho pre "bohate" krajiny (Tab. 2), vysledky testov statistickej vyznamnosti casovych efektov nie su uplne jednoznacne: podia Breuschovho-Paganovho testu by sme sa v troch pripadoch priklonili k nazoru, ze casove efekty nie su statisticky vyznamne a vysledky Hondovho testu su znac-ne nejednoznacne. Vyznamne casove efekty sa prejavili len v modeli A.2, kde vysvetiujucou premennou bol HDP na obyvateia vyjadreny v parite kupnej sily v medzinarodnych dolaroch v stalych cenach roku 2005. Mozeme preto predpokladat, ze na skupinu "bohatych" krajin mohli v jednotlivych obdobiach posobit v zasade spolocne faktory, a tak sa neprejavili vyznamne casove efekty. Mali by sme sa preto priklonit k jednoduchsiemu modlu--k modelu fixnych efektov s individualnymi efektmi. (Z vysledkov vyplyva, ze dvojite efekty su statisticky vyznamne, no to je sposobene predovsetkym silnou statistickou vyznamnostou individualnych efektov.)

Z vysledkov v Tab. 2 je dalej zrejme, ze v pripade vsetkych modelov je koeficient pre kvadraticky clen funkcie zaporny a statisticky vyznamny, a tak sa opat mozeme priklonit k platnosti hypotezy environmentalnej Kuznet-sovej krivky na pripade krajin EU.

V pripade "chudobnych" krajin je situacia z pohiadu statistickej vyznamnosti casovych efektov podobna--zavery testov nie su vo vset-kych pripadoch jednoznacne. Napr. v pripade modelov zalozenych na HDP (v stalych aj bez-nych cenach, teda modely A.3 a B.3) su podia testu Breuscha-Pagana statisticky nevyznamne, no podia Hondovho testu su vyznamne. Vpripade modelov zalozenych na hrubom narodnom dochodku sa priklaname k zaveru, ze casove efekty su statisticky vyznamne.

Zaujimavejsie je ale zistenie, ze v skupine "chudobnych" krajin maju vsetky odhadnute funkcie kladny (a statisticky vyznamny) koeficient pri kvadratickom clene. Suvisi to pravdepo-dobne s relativne nizkou urovnou makroekonomickeho vystupu (v porovnani s "bohatymi" krajinami) a hlbsie sa tomu budeme venovat v nasledujucej kapitole venovanej diskusii k vysledkom.

Ako bolo uvedene, po rozdeleni krajin na dve skupiny--"chudobne" a "bohate"-- vysledky testov statistickej vyznamnosti casovych efektov neboli vzdy jednoznacne, a tak bolo potrebne odhadnut modely zohiadnujuce len individualne fixne efekty (Tab. 4 pre "bohate" krajiny a Tab. 5 pre "chudobne" krajiny).

U "bohatych" krajin je vo vsetkych mode-loch koeficient pri kvadratickom clene zaporny a zaroven statisticky vyznamny (hoci v modeli A.4 je statisticky vyznamny len na hladine vyznamnosti 0,1). Svedci to teda o predpoklade platnosti hypotezy EKC.

V pripade "chudobnych" krajin dostavame podobne vysledky ako v Tab. 3 a sice, koeficient pri kvadratickom clene je vo vsetkych modeloch kladny.

4. Diskusia

Z dosiahnutych vysledkov sme dospeli k zave-rom, ze s vyuzitim udajov za vsetky krajiny EU mozeme predpokladat platnost hypotezy envi-ronmentalnej Kuznetsovej krivky, rovnako je tomu vpripade "bohatych" krajin EU. No v"chu-dobnych" krajinach EU je situacia ina--koeficient pri kvadratickom clene odhadnutej funkcie je kladny, teda nejde o invertovanu U-krivku, ale standardnu U-krivku.

Takato situacia moze suvisiet so skutoc-nostou, ze vacsina "chudobnych" krajin este nedosiahla tzv. bod obratu, teda taku uroven ekonomickej urovne, od ktorej mnozstvo emisii na obyvateia zacne klesat.

4.1 Bod obratu

Jeden z vysledkov, ku ktorym je mozne dospiet ekonometrickou analyzou environmentalnej Kuznetsovej krivky, je odhad bodu obratu uda-vajuceho uroven makroekonomickeho vystupu, od ktorej mnozstvo emisii na obyvateia zacina klesat. Tento bod je dany vztahom (4) v prvej kapitole tejto prace.

Pre hlavny model--zohiadnujuci vsetky krajiny EU--sa odhadnuta hodnota bodu obratu pre GNI/obyv. pohybuje na urovni okolo 19 660 USD v stalych cenach roku 2000. Ide o bod obratu zachyteny na obr. 1. S touto sku-tocnostou suvisi aj fakt, ze predpoklad platnosti hypotezy EKC bol potvrdeny v pripade "bohatych" krajin, no v pripade "chudobnych" nie, nakoiko chudobne krajiny este takuto hodnotu GNI na obyvateia nedosiahli.

Citatei by si mal vsimat predovsetkym hodnoty zvyraznene tucnym pismom (t. j. pre modely zohiadnujuce, resp. nezohiadnujuce casove efekty v sulade so zavermi prislusnych testov). Zdroj: vlastne spracovanie

Vysledky "bohatych" krajin su do istej miery poznacene pritomnostou Luxemburska, pre ktore su priznacne vysoke hodnoty ukazovateiov makroekonomickej vykonnosti, ale zaroven vysoke hodnoty emisii (ktore su cca trikrat vyssie ako v ostatnych "bohatych" krajinach). Uvedena situacia je zachytena na obr. 5 (na str. 14) (na priklade GNI/obyv. v PKS v beznych cenach).

Z obr. 5 a tab. 6 je zrejme, ze ked v modeli nezohiadnime Luxembursko, bod obratu sa pohybuje na urovni okolo 30 tis. dolarov. Ak Luxembursko zohiadnime, bod obratu sa posu-nie na uroven okolo 44 tis. dolarov. Na obr. 5 je dalej zachyteny posun odhadnutej krivky po zohiadneni individualnych efektov pre Luxem-bursko (bodkovana ciara). Uvedena krivka pre-chadza povodnymi pozorovaniami, no bod obratu sa nemeni a pohybuje sa na urovni okolo 44 tis. dolarov.

Ako bolo naznacene, "chudobne" krajiny este nedosiahli ekonomicku uroven, od ktorej by uz dochadzalo k znizovaniu emisii na oby-vateia. K rovnakemu zaveru by sme dospeli aj vizualnou analyzou vztahu medzi emisiami a ekonomickou urovnou (Obr. 6 na str. 14).

Na zaklade vizualnej analyzy bodov na obr. 5 je zrejme, ze popisuju cast paraboly a pre urovne HDP na obyvateia vyjadreneho v dolaroch v PKS v stalych cenach roku 2005 od hodnoty cca 10 tis. dolarov je odhadnuta krivka rastuca. Znamena to, ze podia hypotezy EKC "chudobne" krajiny EU este nedosiahli taku ekonomicku uroven, aby mnozstvo nimi vyprodukovanych emisii (na obyvateia) zacalo klesat. V pripade "bohatych" krajin doslo z pohiadu tohto ukazovateia k poklesu emisii az od urovne cca 25 000 dolarov.

4.2 Pozicia Slovenska a Ceskej republiky

Z predchadzajucich analyz vyplyva, ze vacsina zo skupiny "chudobnych" krajin Europskej unie este nedosiahla bod obratu, no v pripade SR a CR nie je situacia uplne jednoznacna. Za obe krajiny sme mali k dispozicii udaje za obdobie rokov 1992-2008, teda 17 pozorovani.

Z obrazkov 7 a 8 je zrejme, ze so zvysova-nim hodnot GNI resp. GDP dochadza k mier-nemu poklesu mnozstva emisii na obyvateia. Kedze nemame k dispozicii udaje za obdobie spred roku 1992, nie je mozne jednoznacne posudit platnost hypotezy EKC v pripade tych-to dvoch krajin.

Mnozstvo emisii C[O.sub.2] na jedneho obyvateia pokleslo v SR z hodnoty priblizne 8,6 t v roku 1992 na priblizne 6,9 t v roku 2008, t.j. za uvedene obdobie doslo k poklesu emisii o cca 19% (resp. priemerne rocne tempo poklesu sa pohybovalo na urovni 1,33%). V CR doslo k poklesu z hodnoty cca 15,5 t v roku 1992 na priblizne 11,2 t v roku 2008, t. j. doslo k poklesu o cca 17% (priemerne rocne tempo poklesu 1,16%).

So vztahom medzi mnozstvom emisii C[O.sub.2] na obyvateia a HDP na obyvateia uzko suvisi aj premen-na HDP na jednotku vynalozenej energie (obr. 9).

Obrazok 9 potvrdzuje predpoklad, ze cim je HDP vyprodukovany "ekologickejsie", teda na jednotku vyprodukovaneho HDP je potrebne nizsie mnozstvo energie a zaroven cim je HDP na obyvateia nizsi, tym je mnozstvo emisii C[O.sub.2] na obyvateia nizsie. Naopak cim je produkcia HDP menej ekologicka a zaroven HDP vyssie, mnozstvo emisii C[O.sub.2] pripadajuce na jedneho obyvateia je vyssie.

Co sa tyka pozicie SR, v roku 1990 pripa-dalo na jednu jednotku vynalozenej energie cca 3,15 USD HDP, v CR to boli cca 3,44 USD. Do roku 2010 vzrastol objem HDP na jednotku energie v SR na uroven 6,33 USD a v CR na uroven 5,87 USD. Na Slovensku doslo za uvedene obdobie k 100,6% rastu vyprodukovaneho HDP vo vztahu k vynalozenej energii (prie-merne rocne tempo rastu sa pohybovalo na urovni 3,54%), v Ceskej republike doslo k prib- lizne 70,6% rastu, t.j. priemerne rocne tempo rastu bolo priblizne 2,71%.

Zaver

Cieiom prispevku bolo zamerat sa na ekono-metricku analyzu environmentalnej Kuznetsovej krivky na pripade krajin Europskej unie. Na zaklade dosiahnutych vysledkov mozno vyslovit nazor, ze s vyuzitim dostupnych udajov mozno skutocne predpokladat platnost vztahu, ktory popisuje tato hypoteza.

Vzhiadom na skutocnost, ze Europska unia je spolocenstvom relativne heterogennych kra-jin, popri skumani vztahov na urovni EU sme sa zamerali aj na analyzu situacie v "bohatych" a "chudobnych" krajinach EU (klasifikacnym kriteriom bol HDP na obyvateia vyjadreny v parite kupnej sile ako percento priemeru EU). V pripade "bohatych" krajin sme dospeli k podobnemu zaveru ako v pripade analyzy vsetkych 27 krajin EU (teda, ze mozno predpo-kladat platnost skumanej hypotezy). U "chudobnych" krajin bola situacia ina--vztah medzi mnozstvom emisii C[O.sub.2] na obyvateia a ekonomickou urovnou bol priamy, tzn. s rastom HDP bol spojeny rast mnozstva emisii C[O.sub.2] na oby- vateia. Tento jav moze suvisiet so skutocnos-tou, ze "chudobne" krajiny este nedosiahli bod obratu, t.j. uroven HDP, od ktorej mnozstvo emisii C[O.sub.2] na obyvateia zacina klesat, ako tomu bolo u "bohatych" krajin. Ani toto zistenie vsak nie je v rozpore s hypotezou EKC, nako-iko hypoteza predpoklada, ze pri nizkych urov-niach HDP produkcia mnozstva emisii rastie. Tento predpoklad vychadza z myslienky, ze krajiny s nizkou ekonomickou urovnou sa zameriavaju predovsetkym na dosahovanie ekonomickeho rastu a az od dosiahnutia urcitej urovne ekonomickeho rastu sa zacinaju zamy- siat nad negativnymi dopadmi svojej cinnosti na zivotne prostredie.

Co sa tyka postavenia Slovenska a Ceskej republiky v EU z pohiadu EKC, nie je uplne jednoznacne. Vzhiadom na relativne kratke casove rady (len 17 rokov) nie je mozne potvrdit, ani vyvratit tuto hypotezu. Na zaklade dosiahnu-tych vysledkov sme dospeli k zaveru, ze v oboch krajinach je s rastom ekonomickej urovne spojeny mierny pokles vyprodukovanych emisii C[O.sub.2] na obyvateia.

Uskutocnena analyza berie do uvahy len zakladne aspekty skumaneho javu a nie je mozne urcit, ci rast ekonomickej urovne (spre-vadzany rastom technologickej urovne) je tym hlavnym dovodom pre znizovanie emisii, prip. aku ulohu zohralo napr. premiestnovanie vyroby znecistujucej zivotne prostredie do inych krajin, predovsetkym mimo EU. Takato vyskumna otazka by si vyzadovala komplexnej-siu analyzu, co moze byt predmetom dalsieho skumania.

Napisanie prispevku bolo podporene Vedeckou grantovou agenturou MSVVaS SR aSAV: VEGA 1/0127/11 Priestorova distribucia chudoby v EU a VEGA 2/0004/12 Paradigmy buducich zmien v 21. storoci (geopoliticke, ekonomicke a kulturne aspekty) a Stipendiem Husovy nadace a Nadacie UPJS.

Doruceno redakci: 2. 11. 2012

Recenzovano: 13. 12. 2012, 20. 1. 2013

Schvaleno k publikovani: 4. 7. 2013

Literatura

[1] BALTAGI, B.H. Econometric Analysis of Panel Data. 3rd ed. Chichester: John Wiley and Sons, 2005. ISBN 978-0-470- 01456-1.

[2] CROISSANT Y., MILLO, G. Panel Data Econometrics in R: The plm Package. Journal of Statistical Software. 2008, roc. 27, c. 2, s. 1-51. ISSN 1548-7660.

[3] CECH, J. Ekonomicky rast a znehodnocovanie zivotneho prostredia. Acta Montanistica Slovaca. 2007, roc. 12, c. 3, s. 194-204. ISSN 1335-1788.

[4] DE BRUYN, S.M., VAN DEN BERGH, J.C.J.M., OPSCHOOR, J.B. Economic growth and emissions: reconsidering the empirical basis of environmental Kuznets curves. Ecological Economics. 1998, roc. 25, c. 2, s. 161-175. ISSN 0921-8009.

[5] FARKASOVA, E. et al. Ochrana zivotneho prostredia z pohradu ekonomickej teorie. Kosice: Technicka univerzita v Kosiciach, 2010. ISBN 978-80-553-0585-1.

[6] FOSTEN, J., MORLEY, B., TAYLOR, T. Dynamic misspecification in the environmental Kuznets curve: Evidence from C[O.sub.2] and SO2 emissions in the United Kingdom. Ecological Economics. 2012, roc. 76, s. 25-33. ISSN 0921-8009.

[7] GALOVA, L. Teoreticke otazky vztahu ekonomie a zivotneho prostredia. Almanach (Actual Issues in World Economics and Politics). 2008, roc. 3, c. 2, s. 102-112. ISSN 1337-0715.

[8] GAWANDE, K. et al. Internal migration and the environmental Kuznets curve for US hazardous waste sites. Ecological Economics. 2000, roc. 33, c. 1, s. 151-166. ISSN 0921-8009.

[9] GROSSMAN, G.M., KRUEGER, A.B. Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement. NBER Working Paper No. 3914. Cambridge (MA): National Bureau of Economic Research: 1991. ISSN 0898-2937.

[10] HILTON, F.G.H., LEVINSON, A. Factoring the environmental Kuznets curve: Evidence from automotive lead emissions. Journal of Environmental Economics and Management. 1998, roc. 35, c. 2, s. 126- 141. ISSN 0095-0696.

[11] HOLTZ-EAKIN, D., SELDEN, T.M. Stoking the fires? C[O.sub.2] emissions and economic growth. Journal of Public Economics. 1995, roc. 57, c. 1, s. 85-101. ISSN 0047-2727.

[12] HOLTZ-EAKIN, D., SELDEN, T.M. Stoking the Fires? C[O.sub.2] Emissions and Economic Growth. NBER Working Paper Series. WP No. 4248. Cambridge (MA): National Bureau of Economic Research, 1992. ISSN 0898-2937.

[13] HSIAO, C. Analysis of Panel Data. 2nd ed. Cambridge: Cambridge University Press, 2003. ISBN 0-521-81855-9.

[14] CHIU, Y.-B. Deforestation and the Environmental Kuznets Curve in Developing Countries: A Panel Smooth Transition Regression Approach. Canadian Journal of Agricultural Economics. 2012, roc. 60, c. 2, s. 177-194. ISSN 1744-7976.

[15] KUZNETS, S. Economic growth and income inequality. American Economic Review. 1955, roc. 45, c. 1, s. 1-28. ISSN 0002-8282.

[16] KUZNETS, S. Quantitative Aspects of the Economic Growth of Nations. Economic Development and Cultural Change. 1963, roc. 11, c. 2, s. 1-80. ISSN 0013-0079.

[17] LICHNER, I., DOMONKOS, T. Teoreticke vychodiska modelovania dopadu klimatickych zmien na vybrane sektory SR. Forum Statisticum Slovacum. 2011, roc. 7, c. 3, s. 56-64. ISSN 1336-7420.

[18] LIU, L. Environmental poverty, a decomposed environmental Kuznets curve, and alternatives: Sustainability lessons from China. Ecological Economics. 2012, roc. 73, s. 86- 92. ISSN 09218009.

[19] MAZUREK, J. Enviromental Kuznets Curve -ATie between Enviromental Quality and Economic Prosperity. E+M Ekonomie a Management. 2011, roc. 14, c. 4, s. 22-31. ISSN 1212-3609.

[20] PATEL, S.H, PINCKNEY, T.C. a JAEGER, W.K. Smallholder wood production and population pressure in East-Africa-- Evidence of an environmental Kuznets curve. Land Economics. 1995, roc. 71, c. 4, s. 516-530. ISSN 0023-7639.

[21] R CORE TEAM. R: A language and environment for statistical computing. Vieden: R Foundation for Statistical Computing, 2012. ISBN 3-900051-07-0.

[22] ROBERTS, J.T., GRIMES, P.E. Carbon intensity and economic development 1962- 91: A brief exploration of the environmental Kuznets Curve. World Development. 1997, roc. 25, c. 2, s. 191-198. ISSN 0305-750X.

[23] ROMANCIKOVA, E. Ekonomia a zivotne prostredie. Bratislava: Iura Edition, 2011. ISBN 978-80-8078-426-3.

[24] SELDEN, T.M. a SONG, D.Q. Environmentalquality and development--Is there a Kuznets Curve for air-pollution emissions. Journal of Environmental Economics and Management. 1994, roc. 27, c. 2, s. 147-162. ISSN 0095-0696.

[25] SCHMALENSEE, R., STOKER, T.M., JUDSON, R.A. World carbon dioxide emissions: 1950-2050. Review of Economics and Statistics. 1998, roc. 80, c. 1, s. 15-27. ISSN 0034-6535.

[26] STERN, D.I. The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve. World Development. 2004, roc. 32, c. 8, s. 1419-1439. ISSN 0305-750X.

[27] STERN, D.I., COMMON, M.S., BARBIER, E.B. Economic growth and environmental degradation: The environmental Kuznets curve and sustainable development. World Development. 1996, roc. 24, c. 7. s. 1151-1160. ISSN 0305-750X.

[28] SVETOVA BANKA. World Development Indicators [online]. Washington, DC: Svetova banka, 2012-07-09 [cit. 2012-08-12]. Dostupne z: <http://data.worldbank.org/data-catalog/world-development-indicat ors>.

[29] TEPLICKA, K. Nastroje environmentalnej politiky a ich prinosy v praxi. Kosice: ES F BERG TU, 2012. ISBN 978-80- 553-0917-0.

[30] TORRAS, M., BOYCE, J.K. Income, inequality, and pollution: a reassessment of the environmental Kuznets Curve. Ecological Economics. 1998, roc. 25, c. 2, s. 147- 160. ISSN 0921-8009.

[31] TURNER, K., HANLEY, N. Energy efficiency, rebound effects and the environmental Kuznets Curve. Energy Economics. 2011, roc. 33, c. 5, s. 709-720. ISSN 0140-9883.

[32] TUSAN, R. Financie zivotneho prostredia. Kosice: Ekonomicka fakulta TU Kosice, 2008. ISBN 978-80-553-0108-2.

[33] WANG, P. et al. A risk-based environmental Kuznets curve for US hazardous waste sites. Applied Economics Letters. 1998, roc. 5, c. 12, s. 761-763. ISSN 1350-4851.

[34] WOOLDRIDGE, J.M. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. Cambridge (MA): The MIT Press, 2002. ISBN 0-262-23219-7.

[35] ZAIM, O., TASKIN, F.A. Kuznets Curve in environmental efficiency: An application on OECD countries. Environmental & Resource Economics. 2000, roc. 17, c. 1, s. 21-36. ISSN 0924-6460.

[36] ZEILEIS, A. Econometric Computing with H and HAC Covariance Matrix Estimators. Journal of Statistical Software. 2004, roc. 11, c. 10, s. 1-17. ISSN 1548-7660.

[37] 2UDEL, B. Environmentalna Kuznetsova krivka. Almanach (Actual Issues in World Economics and Politics). 2008, roc. 3, c. 1, s. 186-203. ISSN 1337-0715.

Ing. Tomas Zelinsky, PhD.

Technicka univerzita v Kosiciach

Ekonomicka fakulta

Katedra regionalnych vied a manazmentu

tomas.zelinsky@tuke.sk

Tab. 1: Odhady modelov (krajiny EU-27, model fixnych efektov:
individualne + casove efekty)

                           Model A.1         Model B.1

[[??].sub.1]             0,013            -0,035
                        (0,589) (3,069)   (0,312) (1,530)
[[??].sub.2]             0,035           * 0,035
                        (0,031) (0,165)   (0,016) (0,085)
[R.sup.2]                0,180             0,186
[R.sup.2]                0,165             0,171
  korigovany
Vel'kost vzorky          n=27, T=9-29,    n=27, T=14-29,
                             N=667             N=686

Individualne efekty     9391,6    96,9    8341,0    91,3
                        (0,000) (0,000)   (0,000) (0,000)
Casove efekty             27,0     5,2     113,1    10,6
                        (0,000) (0,000)   (0,000) (0,000)
Dvojite efekty          9418,6    72,2    8454,1    72,1
                        (0,000) (0,000)   (0,000) (0,000)
Prierezova zavislost      -2,2              -2,2
                        (0,031)           (0,027)
Poradova korelacia       461,9             472,2
                        (0,000)           (0,000)
Heteroskedasticita        17,4               3,6
                        (0,000)           (0,165)
Stacionarita                               252,6 (0,000)

                            Model C.1         Model D.1

[[??].sub.1]          *** 5,065     *      -0,008
                         (0,332) (2039)    (0,331) (1,538)
[[??].sub.2]         *** -0,256     *       0,028
                         (0,019) (0,127)   (0,018) (0,086)
[R.sup.2]                 0,249             0,113
[R.sup.2]                 0,228             0,103
  korigovany
Vel'kost vzorky           n=27, T=9-49,    n=27, T=14-29,
                              N=919             N=677

Individualne efekty      29152,3  170,7    9070,5    95,2
                         (0,000) (0,000)   (0,000) (0,000)
casove efekty              40,6     6,4      98,5     9,9
                         (0,000) (0,000)   (0,000) (0,000)
Dvojite efekty           29192,9  125,2    9169,0    74,4
                         (0,000) (0,000)   (0,000) (0,000)
Prierezova zavislost       -7,7              -1,9
                         (0,000)           (0,054)
Poradova korelacia        753,6             461,4
                         (0,000)           (0,000)
Heteroskedasticita         32,4               4,3
                         (0,000)           (0,114)
Stacionarita

Vysvetlivky: Oznaaenie modelov podl'a pouzitej
vysvetl'ujucej premennej: A-HDP na obyvatel'a vyjadreny
v parite kup-nej sily v medzinarodnych dolaroch v
stalych cenach roku 2005; B-HDP na obyvatel'a vyjadreny
v parite kupnej sily vmedzinarodnych dolaroch v beznych
cenach; C-hruby narodny dochodok na obyvatel'a v USD v
stalych cenach roku 2000; D-hruby narodny dochodok na
obyvatel'a vyjadreny v parite kupnej sily v
medzinarodnych dolaroch v beznych cenach.

V l'avej casti stipca su u kazdeho modelu pod odhadmi
koeficientov [[??].sub.1] (pre linearny clen)
[[??].sub.2] & (pre kvadraticky clen) v zatvorkach
uvedene odhady ich standardnych chyb, v pravej casti
stipca su uvedene upravene odhady standardnych chyb
odhadnute pomocou robustnej matice. V pripade, ze
koeficient je statisticky vyznamny, je to zvyraznene
jednym z kodov vyznamnosti: 0 (***) 0.001 (**) 0.01 (*)
0.05 (*) 0.1 ( ) 1. [R.sup.2] je koeficient
determinacie.

Vel'kost vzorky: n--pocet prierezovych jednotiek;
T--dizka casoveho radu; N--celkovy pocet pozorovani.

Tab. 2: Odhady modelov ("bohate" krajiny, model fixnych efektov:
individ. + casove efekty)

                           Model A.2              Model B.2

[[??].sub.1]         *** 11,821     **      ***6,062      ***
                        (1,258)   (3,971)    (0,614)    (1,586)
[[??].sub.1]         *** -0,541     **      ***0 271      ***
                        (0,058)   (0,178)    (0,028)    (0,068)
[R.sup.2]                0,233                 0,253
[R.sup.2]                0,204                 0,222
  korigovany
Velkost vzorky             n=12, T=18-29,        n=12, T=18-29,
                               N=337                 N=337

Individualne            1672,7      40,9      2670,2      51,7
  efekty               (0,000)    (0,000)   (0,000)     (0,000)
Casove efekty             33,7       5,8         2,4       1,5
                       (0,000)    (0,000)   (0,125)     (0,031)
Dvojite efekty          1706,4      33,0      2672,5      37,6
                       (0,000)    (0,000)    (0,000)    (0,000)
Prierezova                -2,7                  -2,7
  zavislost            (0,006)               (0,007)
Poradova                 216,4                 213,9
  korelacia            (0,000)               (0,000)
Heteroskedasticita         5,0                   0,5
                       (0,081)               (0,787)
Stacionarita                                  100,0 (0,000)

                           Model C.2              Model D.2

[[??].sub.1]         *** 16,638     ***     *** 6,597      ***
                        (0,639)   (1,389)     (0,677)    (1,728)
[[??].sub.1]         *** -0,843     ***    *** -0,309      ***
                        (0,032)   (0,068)     (0,033)    (0,078)
[R.sup.2]                0,593                  0,251
[R.sup.2]                0,525                  0,219
  korigovany
Velkost vzorky            n=12, T=18-49,         n=12, T=18-29,
                               N=537                  N=337

Individualne            8650,4      93,0     2926,732    54,099
  efekty               (0,000)    (0,000)     (0,000)    (0,000)
Casove efekty              1,6       1,3        0,847     0,920
                       (0,209)    (0,052)     (0,358)    (0,089)
Dvojite efekty          8652,0      66,7     2927,579    38,905
                       (0,000)    (0,000)     (0,000)    (0,000)
Prierezova                -4,0                 -2,771
  zavislost            (0,000)                (0,006)
Poradova                 406,3                210,824
  korelacia            (0,000)                (0,000)
Heteroskedasticita         4,8                  3,664
                       (0,092)                (0,160)
Stacionarita

Vysvetlivky: Obdobne ako v pripade Tab. 1

Zdroj: vlastne spracovanie

Tab. 3: Odhady modelov ("chudobne" krajiny, model fixnych efektov:
individualne + casove efekty)

                             Model A.3              Model B.3

[[??].sub.1]        *** -14,911     ***     *** -8,945     ***
                        (1,151)    (2,543)     (0,546)    (1,441)
[[??].sub.2]          *** 0,850      ***     *** 0,540      ***
                        (0,061)    (0,132)     (0,029)    (0,078)
[R.sup.2]                 0,599                  0,681
[R.sup.2]                 0,517                  0,587
  korig.
Velkost vzorky              n=14, T=14-29,         n=14, T=14-29,
                                N=321                  N=320

Individualne             8333,4      91,3       8178,9      90,4
  efekty                (0,000)    (0,000)     (0,000)    (0,000)
Casove efekty               2,6      -1,6      2,6 1,6
                        (0,106)    (0,027)     (0,104)    (0,026)
Dvojite efekty           8335,9      63,4       8181,5      65,1
                        (0,000)    (0,000)     (0,000)    (0,000)
Prierezova                 -4,4                   -4,1
  zavislost             (0,000)                (0,000)
Poradova                  204,7                  174,0
  korelacia             (0,000)                (0,000)
Heteroskedasticita         32,5                   12,6
                        (0,000)                (0,002)
Stacionarita                                      156,4 (0,000)

                            Model C.3              Model D.3

[[??].sub.1]        *** -8,701     ***     *** -9,270     ***
                       (0,515)    (1,850)     (0,550)    (1,289)
[[].sub.2]         *** 0,553      ***     *** 0,552      ***
                       (0,030)    (0,113)     (0,030)    (0,070)
[R.sup.2]                0,595                  0,628
[R.sup.2]                0,493                  0,539
  korig.
Velkost vzorky             n=14, T=10-49,         n=14, T=14-29,
                               N=373                  N=311

Individualne           36938,1     192,2       9115,0      95,4
  efekty               (0,000)    (0,000)     (0,000)    (0,000)
Casove efekty          21476,4     146,5          4,6       2,1
                       (0,000)    (0,000)     (0,031)    (0,008)
Dvojite efekty         58414,6     239,5       9119,6      69,0
                       (0,000)    (0,000)     (0,000)    (0,000)
Prierezova              -2,918                   -4,2
  zavislost            (0,004)                (0,000)
Poradova               260,656                  160,9
  korelacia            (0,000)                (0,000)
Heteroskedasticita      62,351                   12,7
                       (0,000)                (0,002)
Stacionarita

Vysvetlivky: Obdobne ako v prade Tab. 1

Zdroj: vlastne spracovanie

Tab. 4: Odhady modelov ("bohate" krajiny,
model fixnych efektov: individualne efekty)

                              Model A.4              Model B.4

[[??].sub.1]           *** 5,725       *      *** 1,846       *
                         (1,051)    (3,134)     (0,431)    (0,968)
[[??].sub.1]          *** -0,280       *     *** -0,094       *
                         (0,051)    (0,149)     (0,022)    (0,047)
[R.sup.2]                  0,087                  0,059
[R.sup.2]                  0,083                  0,056
  korig.
Prierezova zavislost       5,384                  5,857
                         (0,000)                (0,000)
Poradova korelacia       183,985                191,453
                         (0,000)                (0,000)
Heteroskedasticita         5,015                  0,480
                         (0,081)                (0,787)

                              Model C.4              Model D.4

[[??].sub.1]          *** 15,370      ***     *** 2,411       *
                         (0,516)    (0,983)     (0,499)    (1,038)
[[??].sub.1]          *** -0,788      ***    *** -0,123       *
                         (0,027)    (0,849)     (0,025)    (0,051)
[R.sup.2]                  0,653                  0,072
[R.sup.2]                  0,636                  0,069
  korig.
Prierezova zavislost       8,651                  6,440
                         (0,000)                (0,000)
Poradova korelacia       408,378                190,597
                         (0,000)                (0,000)
Heteroskedasticita         4,775                  3,664
                         (0,092)                (0,160)

Vysvetlivky: Obdobne ako v pripade Tab. 1

Zdroj: vlastne spracovanie

Tab. 5: Odhady modelov ("chudobne" krajiny, model fixnych efektov:
individualne efekty)

                               Model A.5               Model B.5

[[??].sub.1]          *** -10,526      ***    **** -5,730      ***
                          (1,471)    (2,854)      (0,742)    (1,532)
[[??].sub.2]            *** 0,568      ***      *** 0,313      ***
                          (0,077)    (0,151)      (0,040)    (0,080)
[R.sup.2]                   0,223                   0,205
[R.sup.2]                   0,212                   0,195
  korig.
Prierezova zavislost       13,838                  15,773
                          (0,000)                 (0,000)
Poradova korelacia        221,297                 217,931
                          (0,000)                 (0,000)
Heteroskedasticita         32,526                  12,564
                          (0,000)                 (0,002)

                               Model C.5              Model D.5

[[??].sub.1]           *** -7,743      ***     *** -5,475      ***
                          (0,711)    (2,028)      (0,730)    (1,297)
[[??].sub.2]            *** 0,497      ***      *** 0,302      ***
                          (0,041)    (0,121)      (0,039)    (0,067)
[R.sup.2]                   0,671                   0,230
[R.sup.2]                   0,642                   0,218
  korig.
Prierezova zavislost       24,318                  17,694
                          (0,000)                 (0,000)
Poradova korelacia          264,3                 189,049
                          (0,000)                 (0,000)
Heteroskedasticita         62,351                  12,713
                          (0,000)                 (0,002)

Vysvetlivky: Obdobne ako v pripade Tab. 1

Zdroj: vlastne spracovanie

Tab. 6: Body obratu environmentalnej Kuznetsovej krivky

                     HDP/obyv. v PKS    HDP/obyv. v PKS
                     v medz. dolaroch   v medz. dolaroch
                     v stalych cenach   v beznych cenach
                        roku 2005

EU-27, dvoj. ef.            x                  x
bohate, dvoj. ef.         55 764             70 792
           bez LU         34 638             38 012
bohate, indiv. ef.        27 556             19 092
           bez LU         25 455             19 121

                     GNI/obyv. v USD    GNI/obyv. v PKS
                     v stalych cenach   v medz. dolaroch
                        roku 2000       v beznych cenach

EU-27, dvoj. ef.          19 660               x
bohate, dvoj. ef.         19 283             43 894
           bez LU         33 187             30 216
bohate, indiv. ef.        17 102             18 731
           bez LU         17 388             19 036

Pozn.: dvoj. ef.: dvojite efekty; indiv. ef.:
individualne efekty; "bez LU"--odhadnute hodnoty pre
skupinu bohatych krajin po nezahrnuti Luxemburska.

Citatei by si mal vsimat' predovsetkym hodnoty zvyraznene
tucnym pismom (t. j. pre modely zohiadnujuce, resp.
nezohiadnujuce Casove efekty v sulade so zavermi
prislusnych testov).

Zdroj: vlastne spracovanie
COPYRIGHT 2013 Technical University of Liberec
No portion of this article can be reproduced without the express written permission from the copyright holder.
Copyright 2013 Gale, Cengage Learning. All rights reserved.

Article Details
Printer friendly Cite/link Email Feedback
Title Annotation:Economics/Ekonomie
Author:Zelinsky, Tomas
Publication:E+M Ekonomie a Management
Date:Jul 1, 2013
Words:6291
Previous Article:Maly Slovnik Financniho Prava.
Next Article:The regional multiplier effect as a local economic development indicator/Regionalni multiplikacni efekt jako indikator lokalniho rozvoje.

Terms of use | Privacy policy | Copyright © 2019 Farlex, Inc. | Feedback | For webmasters