Tregu i sigurimeve ne shqiperi
âąDownload as DOCX, PDFâą
0 likesâą6,020 views
paper ekonometri
Recommended
More Related Content
What's hot
What's hot (20)
Similar to Tregu i sigurimeve ne shqiperi
Tregu i sigurimeve ne shqiperi
- 1. TREGU I SIGURIMEVE NE SHQIPERI Lenda: EKONOMETRI Punoi : Ira Lito, Erisela Ozuni, Nevila Late
- 2. TREGU I SIGURIMEVE NE SHQIPERI Permbledhje: Modelet ekonometrike jane shume te rendesishme ne planifikim dhe analize. Kjo detyre do te prezantoje metodologjine qe eshte perdorur per modelin ekonometrik duke perdorur programin EViews 7.0. Ne kete detyre qe do pershkruajme analizen e faktoreve qe ndikojne ne tregun e sigurimeve ne Shqiperi dhe do te ndertojme nje model mbi keta faktore. Fjale kyçe: Modele ekonometrike, Tregu i sigurimeve Hyrje Sigurimet dhe tregu nĂ« ShqipĂ«ri Tregu i sigurimeve nĂ« ShqipĂ«ri nĂ« raport me vendet e tjera, Ă«shtĂ« njĂ« treg modest i pĂ«rqendruar nĂ« sigurimin e detyrueshĂ«m. Bota moderne Ă«shtĂ« e mbushur me ngjarje tĂ« paparashikueshme. âRISKUâ term i pĂ«rdorur pĂ«r tĂ« shprehur probabilitetin e njĂ« humbje, kĂ«rcĂ«non vazhdimisht individĂ«t, shoqatat si dhe shoqĂ«rinĂ« nĂ« pĂ«rgjithĂ«si. Risku mund tĂ« klasifikohet nĂ« kategori tĂ« mĂ«dha: ï· Risku i paster spekulativ ï· Risku kryesor dhe risku i vecante ï· Zhvillimi i tregut tĂ« sigurimeve nĂ« ShqipĂ«ri Sigurimet nĂ« ShqipĂ«ri krahasuar me vendet e tjera tĂ« zhvilluara, kanĂ« karakteristikat dhe historikun e tyre. Deri nĂ« vitin 1990 ky treg ka qenĂ« i pĂ«rqendruar dhe monopol dhe ishte mjaft i kufizuar. GjatĂ« viteve tĂ« fundit Ă«shtĂ« krijuar njĂ« bazĂ« juridike qĂ« rregullon tĂ« drejtat e detyrimet ndĂ«rmjet tĂ« siguruarit dhe shoqĂ«risĂ« siguruese. Tregu shqiptar i sigurimeve dominohet nga tregu vendas e cila dalĂ«ngadalĂ« po zhvendoset nĂ« kompani tĂ« huaja. PĂ«r kontrollin dhe mbikĂ«qyrjen e sigurimeve u krijua âAutoriteti MbikĂ«qyrĂ«s i Sigurimeveâ i cili Ă«shtĂ« person juridik publik dhe e ushtron aktivitetin nĂ« pĂ«rputhje tĂ« plotĂ« me dispozitat nĂ« fuqi. Ky autoritet liçencon, mbikĂ«qyr veprimtarinĂ« e sigurimit, risigurimit, tĂ« ndĂ«rmjetĂ«simit dhe operacionit qe rrjedhin drejtpĂ«rdrejtĂ« nga kĂ«to veprimtari, lidh kontrata, marrĂ«veshje, nxjerr akte normative dhe rregulluese qĂ« lidhen me tregun e sigurimeve. Organi vendimmarrĂ«s i Autoritetit MbikĂ«qyrĂ«s i Sigurimeve Ă«shtĂ« bordi drejtues. Ky autoritet pĂ«r punĂ«n e saj pĂ«rgjigjet dhe raporton pĂ«rpara MinistrisĂ« sĂ« Financave dhe organit ekzekutiv mĂ« tĂ« lartĂ«, KĂ«shillit tĂ« Ministrave, pĂ«r ecurinĂ« e tregut tĂ« sigurimeve nĂ« vendin tonĂ« dhe pĂ«r tĂ« gjitha problemet qĂ« lidhen me kĂ«tĂ« aktivitet. Tregu i sigurimeve Ă«shtĂ« shumĂ« i rĂ«ndĂ«sishĂ«m sepse lejon kalimin e rreziqeve nga njĂ« palĂ« tek njĂ« tjetĂ«r. Pra individĂ«t dhe bizneset qĂ« nuk duan tĂ« mbajnĂ« rrezik, mund tâja kalojnĂ« atĂ« njĂ« shoqĂ«rie sigurimi. Tregu i sigurimeve Ă«shtĂ« njĂ« pjesĂ« tepĂ«r e rĂ«ndĂ«sishme e sistemit financiar. NĂ« tĂ« pĂ«rfshihen shoqĂ«ritĂ« private dhe shtetĂ«rore tĂ« cilat realizojnĂ« procesin e sigurimit tĂ« individĂ«ve apo bizneseve. PĂ«r tĂ« pĂ«rfituar nga ky shĂ«rbim individĂ«t dhe bizneset paguajnĂ« prime sigurimi pĂ«r tâu mbrojtur nga njĂ« ngjarje specifike, dhe nĂ« rast tĂ« ndodhjes sĂ« ngjarjes, pĂ«rfitojnĂ« njĂ« shumĂ« tĂ« caktuar qĂ« nĂ« fillim nga kontrata me shoqĂ«rinĂ« e sigurimit. Sigurimi i jetĂ«s, i ofrohet individĂ«ve dhe nĂ« rast tĂ« vdekjes sĂ« tyre njĂ« individ tjetĂ«r i pĂ«rcaktuar nga i siguruari pĂ«rfiton njĂ« shumĂ« sipas kontratĂ«s. Sigurimi i jo-jetĂ«s pĂ«rfshin gjithĂ« shĂ«rbimet e sigurimit tĂ« cilat nuk pĂ«rfshihen nĂ« sigurimin e jetĂ«s (si sigurimi i pasurive tĂ« paluajtshme, sigurimi i shĂ«ndetit, i automjeteve etj).
- 3. Ndalemi tek sigurimet shoqerore. Sigurimet shoqerore jane pjese e sistemit te mbrojtjes sociale te cilat synojne te shperndajne te ardhurat tek individet ne rast te pakesimit te te ardhurave te tyre. Studiojme te ardhurat dhe shpenzimet. Sigurimi shoqĂ«ror Ă«shtĂ« njĂ« skemĂ« e ngritur pĂ«r tâu mbrojtur ndaj kushteve tĂ« caktuara sociale, si: pleqĂ«ria, invaliditeti, aksidentimi nĂ« punĂ«, humbja e kryefamiljarit, etj. NĂ« vendin tonĂ«, ky program administrohet nga Instituti i Sigurimeve ShoqĂ«rore, i cili ka pesĂ« degĂ« sigurimi: tĂ« barrĂ«lindjes, tĂ« sĂ«mundjes, tĂ« pensioneve, tĂ« aksidenteve dhe sĂ«mundjeve profesionale si dhe tĂ« papunĂ«sisĂ«. Ai Ă«shtĂ« i detyruar pĂ«r tĂ« gjithĂ« tĂ« punĂ«suarit, por pjesĂ« e tij mund tĂ« bĂ«hen edhe persona tĂ« tjerĂ« nĂ«pĂ«rmjet skemĂ«s sĂ« sigurimit vullnetar. Kontributet sociale totale vijnĂ« nga pagesat qĂ« bĂ«jnĂ« pĂ«r skemĂ«n punĂ«marrĂ«si, punĂ«dhĂ«nĂ«si, tĂ« vetpunĂ«suarit, por edhe personat e papunĂ«suar. Te dhenat e mbledhura jane per vitet 1998-2012. Mbi vlerat e mbledhura ndertojme grafikun e shpenzimeve Grafiku i shpenzimeve eshte ndertuar per nje periudhe kohore prej 14vjetesh (1998-2012), dhe shohim se kemi nje rritje te shpenzimeve me kalimin e viteve. Me te njejtin ritem levizin dhe te ardhurat per sigurimet shoqerore. 0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000 70,000 80,000 90,000 100,000 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Shpenzime per SigurimetShoqerore
- 4. TĂ« ardhurat nga kontributet vazhdojnĂ« tĂ« jenĂ« tĂ« ulta krahasuar me shpenzimet pĂ«r sigurime shoqĂ«rore, gjĂ« qĂ« sjell varĂ«si shumĂ« tĂ« lartĂ« tĂ« skemĂ«s nga Buxheti. 1. Formimi i Modelit Qellimi i modelit ekonometrik eshte qe te ndertojme nje ekuacion sa me te sakte. Duhet te shohim nese koeficientet qe kemi zgjedhur jane te pershtatshem per nje model sa me funksional. Koeficientet qe do te merren ne konsiderate jane ï· Pensionin ne Fshat (PF) ï· Ndihmen Ekonomike (NE) ï· Pagesen e Papunesise (PPAP) Per te pare pershtatshmerine e koeficienteve qe ndikojne ne sigurimet shoqerore perdorim Granger Causality Test. Ky test na tregon si ndikojne koeficientet (x) mbi koeficientin (y). Y duhet te jete Granger-coused nga x, nese x ndihmon ne percaktimin e y. Pairwise Granger Causality Tests Date: 05/27/14 Time:13:31 Sample:1998 2012 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob. PF does notGranger Cause SH 13 2.98067 0.1078 NE does not Granger Cause SH 13 6.84565 0.0185 PPAP does notGranger Cause SH 13 3.32745 0.0888 0 20,000 40,000 60,000 80,000 100,000 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Te ardhuratdhe shpenzimetper SigurimetShoqerore Te ardhurat nga kontributi i Sig. Shoq. Shpenzime per Sig. Shoq.
- 5. Duke u nisur nga rezultatet e F-statik te marra nga Granger Causality Test arrijme ne perfundimin se koeficientet jane zgjedhur drejte. ï· Pensionin ne Fshat (PF) per Sigurimet Shoqerore ï· Ndihmen Ekonomike (NE) per Sigurimet Shoqerore ï· Pagesen e Papunesise (PPAP) per Sigurimet Shoqerore 2. Testojme Qendrueshmerine Seria e perdorur ne model eshte: Pensioni ne Fshat (PF), Ndihma Ekonomike (NE), Pagesa e Papunesise (PPAP) Augmented Dickey-Fuller test statistic DependentVariable:SH ADF Test Statistic 2.861661 1% Critical Value -4.004425 5% Critical Value -3.098896 10% Critical Value -2.690439 DependentVariable:PF ADF Test Statistic -1.18446 1% Critical Value -4.05791 5% Critical Value -3.11991 10% Critical Value -2.701103 DependentVariable:NE ADF Test Statistic -1.995784 1% Critical Value -4.004425 5% Critical Value -3.098896 10% Critical Value -2.690439 DependentVariable:PPAP ADF Test Statistic -0.318795 1% Critical Value -4.05791 5% Critical Value -3.11991 10% Critical Value -2.701103 Nga perfundimet e testit Augmented Dickey Fuller (ADF) themi se PF, NE dhe PPAP jane jostacionare. Per ti kthyer ne stacionare bejme diferencen e pare per keta koeficiente. Augmented Dickey-Fuller test statistic DependentVariable:D(PF) ADF Test Statistic -2.496229 1% Critical Value -4.992279 5% Critical Value -3.875302 10% Critical Value -3.38833 DependentVariable:D(NE) ADF Test Statistic -4.174152 1% Critical Value -4.886426 5% Critical Value -3.828975 10% Critical Value -3.362984 DependentVariable:D(PPAP) ADF Test Statistic -5.345039 1% Critical Value -4.886426 5% Critical Value -3.828975 10% Critical Value -3.362984
- 6. Pasi beme perseri testin ADF per stacionaritetin, koeficientet PF, NE, PPAP jane stacionare te differences se pare. Kjo tregon se keto koeficiente ne ekuacion do te shkruhen ne formen DLOG. 3. Vleresimi i Modelit Vleresimin e koeficienteve e beme me lart. Gjejme ekuacionin e shpenzimeve: DependentVariable:DLOG(SH) Method: Least Squares Date: 05/27/14 Time:14:25 Sample:1999 2012 Included observations:14 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.098601 0.009832 10.02894 0 DLOG(PF) 0.49032 0.253916 1.931034 0.0823 DLOG(NE) -0.067729 0.040842 -1.658309 0.1282 DLOG(PPAP) 0.072167 0.097031 0.743756 0.4741 R-squared 0.333405 Mean dependent var 0.100654 Adjusted R-squared 0.133426 S.D. dependent var 0.02673 S.E. of regression 0.024883 Akaike info criterion -4.314347 Sum squared resid 0.006191 Schwarz criterion -4.131759 Log likelihood 34.20043 Hannan-Quinn criter. -4.331249 F-statistic 1.667202 Durbin-Watson stat 0.879097 Prob(F-statistic) 0.236326 Ekuacioni shkruhet: dlog( đđ») = 0.098 + 0.490 dlog( đđč) â 0.067 dlog( đđž) + 0.072 dlog( đđđŽđ) Koeficienti i percaktueshmerise R2 tregon se 33.3% e variablit te varur shpjegohet nga variablat e pavarur. 33.3% e SH shpjegohet nga PF, NE, PPAP. Per te percaktuar qendrueshmerine e variablit te varur, shohim vleren e Fst te ekuacionit, F=1.66 qe eshte me e vogel se vlera kritike Fkr.Pra modeli nuk eshte i mire. 4. Shperndarja e Mbetjeve Specifikime te modelit nenkupton formulimin matematik te ekuacionit te regresit. Per kete na ndihmojne teste te ndryshme qe bejne vlefshmerine e specifikimeve, nder to mund te permendim: - Jarque-Berra Test â qe vlereson shperndarjen normale te serise - Ramsey Resest Test â testi i gabimit te regresionit
- 7. Jarque â Berra Test Perdoret per te percaktuar nese seria ka shperndarje normale. Statistikat e marra nga testi japin diferencen midis Skeweness dhe Kurtosis te serise te krahasuar me vlerat per nje shperndarje normale. Statistika Jarque-Berra te ekuacionit tone jane: Sipas ketyre perfundimeve, per vlerat e J-B dhe probabilitetit mund te themi se hipoteza H0 qendron dhe se mbetjet kan shperndarje normale Ramsey RESET Test Ky eshte nje test per specifikimin e gabimeve: F-statistic 0.498140 Probability 0.6952 Likelihood ratio 2.708991 Probability 0.4387 Test Equation: DependentVariable:DLOG(SH) Method: LeastSquares Sample:1999 2012 Included observations:14 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -68.42779 101.294 -0.675537 0.521 DLOG(PF) -456.9013 669.6459 -0.682303 0.517 DLOG(NE) 63.07898 92.45683 0.682253 0.517 DLOG(PPAP) -67.26723 98.54994 -0.68257 0.5168 FITTED^2 13789.71 20763.68 0.664127 0.5279 FITTED^3 -89867.21 139066.4 -0.646218 0.5387 FITTED^4 217998.8 346269.8 0.629564 0.549 R-squared 0.450679 Mean dependentvar 0.100654 Adjusted R-squared -0.020168 S.D. dependentvar 0.02673 S.E. of regression 0.026998 Akaike info criterion -4.07928 Sum squared resid 0.005102 Schwarz criterion -3.75975 Log likelihood 35.55493 Hannan-Quinn criter. -4.10885 F-statistic 0.957166 Durbin-Watson stat 1.560454 Prob(F-statistic) 0.51315 0 1 2 3 4 5 -0.04 -0.03 -0.02 -0.01 0.00 0.01 0.02 0.03 0.04 Series: Residuals Sample 1999 2012 Observations 14 Mean -6.44e-18 Median 0.002835 Maximum 0.037377 Minimum -0.035228 Std. Dev. 0.021823 Skewness -0.202262 Kurtosis 2.136235 Jarque-Bera 0.530676 Probability 0.766947
- 8. Duke pare vlerat e F-statisic arrijme te themi se ekuacioni nuk eshte i qendrueshem si dhe nga vlerat e t-statistics koeficientet nuk jane statikisht te rendesishem. 5. Testojme Autokorelacionin Autokorelacioni testohet nepermjet testit Durbin-Watson nga korrelograma e Q-statistics. Autokorelacioni ne analizen e regresit eshte i lidhur me korelacionin midis gabimeve aksidentale. Korelograma Q-statistic Duke u nisur nga fakti qe Durbin-Watson nuk eshte i sakte, testimin e autokorelacionit e bejme nepermjet korelogrames dhe Q-statik. Sample: 1999 2012 Included observations: 14 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob . |***. | . |***. | 1 0.42 0.42 3.0392 0.081 . | . | . *| . | 2 0.058 -0.144 3.1014 0.212 . **| . | . **| . | 3 -0.236 -0.252 4.2346 0.237 . *| . | . |* . | 4 -0.136 0.101 4.6463 0.326 . *| . | . *| . | 5 -0.094 -0.081 4.8658 0.432 . | . | . | . | 6 0.029 0.032 4.8898 0.558 . | . | . | . | 7 -0.009 -0.055 4.8921 0.673 . |* . | . |** . | 8 0.211 0.276 6.561 0.585 . |* . | . | . | 9 0.138 -0.062 7.4145 0.594 . *| . | . **| . | 10 -0.108 -0.29 8.0694 0.622 . **| . | . *| . | 11 -0.342 -0.109 16.8 0.114 . **| . | . | . | 12 -0.302 -0.051 26.995 0.008 Nga te dhenat e korelogrames arrijme ne perfundimin se ekuacioni nuk vuan nga autokorelacioni. Probabiliteti eshte me i madh se P=0.05
- 9. 6. Testojme Heteroskedasticitetin Metodat qe perdorim per percaktimin e heteroskedasticitetit jane Diagrama e Mbetjeve Nga grafiket themi se shfaqet heteroskedasticiteti. Per kete duhet ta krahasojme me menyra te tjera. Duke qene se SH dhe PPAP kane forme funksionale te njohur (drejtez), atehere themi se ata vuajne nga Heteroskedasticiteti ndersa NE dhe PF jo) 20,000 40,000 60,000 80,000 100,000 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 SH 150,000 160,000 170,000 180,000 190,000 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 PF 2,000,000 2,500,000 3,000,000 3,500,000 4,000,000 4,500,000 5,000,000 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 NE 2,000 3,000 4,000 5,000 6,000 7,000 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 PPAP
- 10. Testi WHITE i Heteroskedasticitetit Heteroskedasticity Test: White F-statistic 0.538141 Probability 0.7979 Obs*R-squared 7.667497 Probability 0.568 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Sample: 1999 2012 Included observations: 14 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.00109 0.000511 2.132307 0.0999 DLOG(PF) -0.005066 0.019085 -0.26546 0.8038 (DLOG(PF))^2 -0.131024 0.884297 -0.148167 0.8894 (DLOG(PF))*(DLOG(NE)) -0.006241 0.285598 -0.021853 0.9836 (DLOG(PF))*(DLOG(PPAP)) -0.021147 0.254599 -0.083058 0.9378 DLOG(NE) -0.000444 0.007517 -0.059114 0.9557 (DLOG(NE))^2 -0.008748 0.023541 -0.371615 0.729 (DLOG(NE))*(DLOG(PPAP)) 0.035708 0.14424 0.247562 0.8167 DLOG(PPAP) -0.015005 0.017062 -0.879465 0.4288 (DLOG(PPAP))^2 0.061399 0.106829 0.574739 0.5962 R-squared 0.547678 Mean dependent var 0.000442 Adjusted R-squared -0.470045 S.D. dependent var 0.000489 S.E. of regression 0.000593 Akaike info criterion -11.8465 Sum squared resid 1.41E-06 Schwarz criterion -11.39003 Log likelihood 92.92549 Hannan-Quinn criter. -11.88875 F-statistic 0.538141 Durbin-Watson stat 2.50642 Prob(F-statistic) 0.79789 F-st < F-kr sipas hipotezave kemi qe H0 qendron. Modeli fillestar eshte jo i rendesishem, Modeli nuk vuan nga heteroskedasticiteti. 7. Testojme Multikolinearitetin Nese midis variablave te pavarur ka korelacion, problem i shfaqur quhet Multikolinearitet. Ne prezence te multikolinearitetit koeficientet dalin te parendesishem, kur ne te vertete ata nuk duhet te jene te tille.
- 11. Perdorim metoden Variance Inflation Factors (VIF). Variance Inflation Factors Sample: 1998 2012 Included observations: 14 Variable Coefficient Variance Uncentered VIF Centered VIF C 9.67E-05 2.185713 NA DLOG(PF) 0.064473 1.214675 1.102866 DLOG(NE) 0.001668 1.265871 1.254974 DLOG(PPAP) 0.009415 2.26699 1.163456 Duke qene se vlerat e Uncentered VIF jane me te vogla se 10 atehere themi se modeli nuk vuan nga Multikolineariteti. 8. Konkluzione statistikore Grafiku i pershtatur perputhet me grafikun aktual. -.04 -.02 .00 .02 .04 .04 .06 .08 .10 .12 .14 .16 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 Residual Actual Fitted
- 12. 9. Perfundime Modeli per shpenzimet ne sigurimet shoqerore varet nga pensionet ne fshat (PF), ndihma ekonomike (NE) dhe nga pagesa e papunesise (PPAP). Ekuacioni i perftuar eshte: dlog( đđ») = 0.098 + 0.490 dlog( đđč) â 0.067 dlog( đđž) + 0.072 dlog( đđđŽđ) Vlerat pozitive para koeficienteve tregojne se rritja e tyrendikon ne rritjen e shpenzimeve, ndersa vlerat negative prane koeficenteve tregojne se rritja e tyre shkakton zvogelim te shpenzimeve 10. Referenca Open Data Albania Ministrine e Financave Autoriteti i MbikĂ«qyrjes Financiare PUNOI Ira LITO Erisela OZUNI Nevila LATE