Struktura výdajů v závislosti na finančním potenciálu domácností Structure of expenditures in dependence on the financial power of households

Struktura výdajů v závislosti na finančním potenciálu domácností Structure of expenditures in dependence on the financial power of households Jitka Bartošová, Vladislav Bína Abstract: This contribution aims at the exploration of connection between the financial power of households and level and structure of their expenditures. During the research we stem from the assumption that the total expenditures and their structure can in various income categories differ. For the examination of influence of income level on the expenditure structure in case of the Czech households, two types of household categorization were used. The first type of division stems from the basic quantile characteristics of location (first and third quartile of income distribution) and categorizes the households into three subgroups. The second possibility uses the national poverty threshold and its multiples and categorizes the households into four groups.

Key words: Expenditures, Equalised household incomes, Poverty, Household Budget Survey Poděkování: Článek vznikl v rámci řešení vědeckovýzkumného projektu GAČR 402/09/0515: Analýza a modelování finančního potenciálu českých (slovenských) domácností.

1. Úvod Proces transformace a na něj navazující proces globalizace ekonomiky v rámci EU měly za následek mnohé změny v ekonomické, technické, politické, legislativní i právní oblasti, které významně (pozitivně i negativně) ovlivnily strukturu hospodářství v ČR a SR a tím i finanční potenciál, chudobu čí blahobyt obyvatelstva obou zemí (viz [1]). Změnily se také preference obyvatelstva, výdajová struktura domácností i názory na spokojenost. Důleţitým faktorem ovlivňujícím strukturu výdajů domácností jsou především jejich příjmy. Domácnosti s nízkým příjmem spotřebují většinu peněz na pořízení statků a sluţeb nezbytných pro kaţdodenní ţivot, naproti tomu domácnosti s vyššími příjmy budou více utrácet za luxusnější a draţší zboţí (viz [8]). Tento předpoklad podporují i klasické ekonomické teorie, které vycházejí převáţně z implicitního předpokladu, ţe hlavní determinanty preferencí mají svůj původ v základních biologických potřebách člověka, jako je jídlo, pití, přístřeší a čas na obnovu sil. To se ovšem nejvíce projevuje v případě velmi nízkých příjmů. Pokud příjmy překročí určitou hranici, volba spotřeby „průměrného člověka“ začne být významně ovlivňována ţivotními zkušenostmi, chováním ostatních konzumentů, kulturními a společenskými tradicemi apod. (viz [6]). Spotřebitelé se vzájemně odlišují nejenom svým příjmem, ale i věkem, vzděláním, vkusem atp., a to vše má při dostatečném finančním zajištění vliv na jejich rozhodování [18]. Pro zkoumání vlivu úrovně příjmů na strukturu výdajů českých domácností byly v této práci navrţeny dva typy dělení domácností. První způsob dělení vychází ze základních kvantilových charakteristik polohy rozdělení příjmů (dolního a horního kvantilu) a dělí domácnosti do tří skupin. Další způsob dělení vyuţívá národní hranici chudoby a jejích násobků a dělení domácností do čtyř skupin. Datovou základnu tvoří Statistika rodinných účtů (SRÚ). Jedná se o výsledky pravidelného výběrového šetření Českého statistického úřadu, které sleduje hospodaření soukromých domácností a poskytuje informace o jejich výdajích a struktuře spotřeby spolu 1

s informacemi o spotřebních zvyklostech zkoumaných domácností. Výsledky lze vyuţít při strategických, taktických i operativních rozhodnutích v rámci sociální politiky státu nebo pro různé druhy výzkumu. Zkoumání změn struktury výdajů domácností vzhledem k různým faktorům ovlivňujícím spotřební chování můţe být přínosem i pro rozhodování ve výrobní sféře a při zacilování marketingových aktivit na vybrané skupiny obyvatelstva. Tento příspěvek je dalším článkem v sérii analýz finančního potenciálu, sociální situace a chudoby v Čechách a na Slovensku, která byly prováděny v posledních době v rámci řešení grantových projektů GAČR 402/09/0515, VEGA 1/4586/07 a VEGA 1/0370/08. Jedná se o články zabývající se analýzami úrovně, diferenciace a nerovnoměrnosti rozdělení příjmů a výdajů obyvatelstva v Čechách a na Slovensku ([2], [3], [22], [23], [24], [27], [29], [31]), zjišťováním objektivní a subjektivní míry chudoby v ČR a SR ([5], [20], [26]) a modelováním vlivu různých faktorů na riziko monetární chudoby (risk-of-poverty rate) českých a slovenských domácností ([25], [33], [34]), měřením rizika, hloubky a váţnosti chudoby a materiální deprivace v jednotlivých regionech Slovenska, jehoţ výsledky byly publikovány v práci T. Ţelinského [32] atd. Jedná se o velmi aktuální problematiku, kterou se v současnosti zabývá mnoho dalších článků a příspěvků publikovaných v Čechách i na Slovensku. Jedná se např. o práce [19], [9], [15], [21], [28].

2. Metodická východiska 2. 1 Indikátory chudoby a nerovnoměrnosti distribuce bohatství v EU S pojmem finanční potenciál domácností či jedinců úzce souvisí také pojmy chudoba a nerovnoměrnost distribuce bohatství. Pojem chudoba je definován několika způsoby, které se liší především podle oblasti, na kterou se hodnocení chudoby zaměřuje, a prostředků, které k tomuto účelu vyuţívá. Pro posuzování a porovnávání chudoby a nerovnoměrnosti distribuce bohatství ve společnosti se v rámci Evropské unie vyuţívá řada indikátorů (viz [16], [7]). Pro hodnocení chudoby a sociálního vyloučení slouţí tzv. Laekenské indikátory, které jsou kaţdoročně publikovány na stránkách Eurostatu na základě výsledků šetření příjmů a ţivotních podmínek v jednotlivých zemích EU s názvem EU - SILC (European Union Statistics on Income and Living Conditions). Jedním ze základních ukazatelů je riziko monetární chudoby (risk-of-poverty rate), definované jako procentní zastoupení jedinců s ekvivalentním disponibilním příjmem pod tzv. hranicí rizika monetární chudoby [14]. Hranice rizika monetární chudoby (poverty gap) je mezinárodně uznávanou veličinou pouţívanou pro posuzování a porovnávání relativní peněţní chudoby ve vyspělých zemích. Jedná se o relativní míru, takţe nemonitoruje pouze finanční situaci členů domácnosti, nýbrţ porovnává také moţnosti jedinců oproti ostatním lidem v dané společnosti (státě). Podle názoru profesora Petera Townsenda z London School of Economics, otce myšlenky relativního měření chudoby, jsou jedinci, či domácnosti pod hranicí chudoby, pokud si nemohou dovolit určité potraviny, oblečení, vzdělání atd., které jsou v jejich společnosti běţné, a jsou kvůli tomu vylučováni ze ţivota skupiny lidí, kteří jsou příjmově nad touto hranicí. V zemích EU je obvykle hranice rizika monetární chudoby stanovena jako 60% mediánu národního ekvivalentního příjmu domácnosti, v přepočtu na paritu kupní síly a na euro. Prostřednictvím takto stanovené hranice rizika monetární chudoby je pak poměřován blahobyt v jednotlivých zemích Unie. Ze zprávy Eurostatu „Population in focus“ např. vyplývá, ţe v roce 2007 (výsledky šetření EU SILC 2008) bylo ohroţeno relativní chudobou 17% obyvatel členských států Evropské unie. Česká republika z tohoto průzkumu vyšla s 9,1% jako země s nejmenším počtem potenciálně chudých lidí. Také Slovensko s 10,7% patřilo k nejméně ohroţeným státům EU (viz [30]). Podrobnější přehled vývoje ohroţení jednotlivců monetární chudobou v České republice v letech 2005 – 2008 přináší tabulka č. 1. 2

Tabulka č. 1: Osoby ohroţené chudobou v ČR v letech 2005 – 2008 Hranice rizika monetární chudoby 60% mediánu národního ekvivalizovaného disponibilního příjmu 2005 2006 2007 2008 1) 1049,3 995,6 969,2 926,6 10,4% 9,8% 9,5% 9,1% 9,7% 8,9% 8,6% 8,0% 11,0% 10,7% 10,3% 10,1% [Zdroj: Ministerstvo práce a sociálních věcí]

Rok Počet osob v tis. Riziko monetární chudoby - celkem v ČR Riziko monetární chudoby - muţi v ČR Riziko monetární chudoby - ţeny v ČR

Hranice rizika monetární chudoby slouţí k posuzování blahobytu jedinců v zemích EU, nedává však právní nárok osobám na vyměřování a pobírání sociálních dávek. Společensky uznávanou minimální hranicí příjmů představuje v ČR tzv. ţivotní minimum. Pro jednotlivce ţijícího v České republice je stanoveno toto minimum ve výši 3126,-Kč na měsíc. Tato hranice je stanovena státními orgány centrálně a je vodítkem pro posuzování hmotné nouze. Kromě ţivotního minima je státem definované ještě existenční minimum, coţ je „minimální hranice peněžních příjmů, která se považuje za nezbytnou k zajištění výživy a ostatních základních osobních potřeb na úrovni umožňující přežití.“1 Částka existenčního minima činí 2020,-Kč na měsíc a je ustanovena zákonem č. 110/2006 Sb., o ţivotním a existenčním minimu. Podle tohoto zákona částka existenčního i ţivotního minima nezahrnuje potřebné náklady na bydlení a zvyšuje se dle vývoje spotřebitelských cen. 2. 2 Výdaje jako indikátor bohatství Nejlepšími ukazateli dlouhodobého čerpání domácností, jsou úspory či stálé příjmy. Důleţitou součást bohatství, kterou představuje současná hodnota očekávaných budoucích příjmů, lze jen těţko měřit. Spotřebitelé mají pouze malou představu o svých budoucích příjmech, a díky tomu nechtějí své spotřební chování výrazně měnit. I přes dočasný pokles příjmů si domácnosti s menším příjmem udrţují svojí spotřebu blízkou jejich dlouhodobému průměru. Tyto „nízko-příjmové“ domácnosti mají vysokou úroveň spotřeby k příjmu. Takţe v případě, kdy hranice chudoby zůstává fixní a ve společnosti probíhá růst příjmů, poměr spotřeby a příjmu na hranici chudoby v čase roste. Např. v USA klesala hranice chudoby mezi roky 1961 aţ 1989 při pouţití měření zaloţeném na reálné hodnotě celkových výdajích ročně o 2,5 procenta. Z toho lze vyvodit, ţe spotřeba je funkcí stabilního příjmu a přechodná součást spotřeby domácností je malá. Měření současné spotřeby je tak dobrým ukazatelem dlouhodobé spotřeby a následně i stabilních příjmů. Výběr spotřeby jako indikátoru na úkor příjmových indikátorů dokáţe proto eliminovat nebo alespoň ovlivnit přechodné trendy v úrovni finančního potenciálu, resp. chudoby domácnosti (jedince). Abychom mohli běţně pouţívané příjmové indikátory chudoby jednoduše doplnit či nahradit indikátory spotřebními, musíme nejprve prozkoumat souvislost mezi chováním spotřebitelů a jejich příjmy. Struktura spotřebních výdajů domácností nutně souvisí s úrovní jejich finančního potenciálu. Proto také jedna z mezinárodně vyuţívaných metod měření blahobytu, popř. chudoby, je zaloţena na potravinovém poměru (food ratio method) a opírá se o vztah výdajů na potraviny k celkovým výdajům. „Podle Engelova zákona je klesající podíl výdajů za potraviny na celkových výdajích měřítkem výše životního standardu ve společnosti. Čím nižší je tento podíl, tím je vyšší životní standard a nižší chudoba a naopak.“2 To znamená, ţe 1

Ministerstvo práce a sociálních věcí – http://www.mpsv.cz/cs/3213 KREBS, V., POLÁKOVÁ, O., DURDISOVÁ, J. 1997. Sociální politika. Codex Bohemia, Praha, 1997. ISBN 8085963-33-7. 2

3

rodiny s nízkými příjmy vynakládají většinu peněţních prostředků na potraviny a nezbytné statky a jen malá část jim zůstane na nadstandardní zboţí. Výdajová struktura nízkopříjmových domácností tedy bude odlišná od výdajové struktury domácností s vysokými příjmy. Ovšem to, nakolik se tyto struktury budou navzájem odlišovat, záleţí na více faktorech, neboť preference spotřebitelů nejsou závislé pouze na jejich příjmech. 2. 4 Míry nerovnosti distribuce bohatství a podobnosti (nepodobnosti) výdajových struktur Pro znázornění příjmové nerovnosti slouţí Lorenzova křivka, k měření nerovnoměrnosti a koncentrace distribuce bohatství celou řadu pouţít standardních a běţně pouţívaných měr, jako jsou 3  podíl mediánu a průměru ~ x /x, 50



koeficient příjmové nerovnosti, daný podílem posledního a prvního decilu ~ x90 / ~ x10 , ~ ~ popřípadě podílem posledního a prvního kvintilu x80 / x 20 ,



variační koeficient s x / x ,

  

kvantilový koeficient šikmosti, kvantilový koeficient špičatosti, Giniho koeficient apod.

Pro zjišťování míry nerovnoměrnosti distribuce bohatství můţeme vyuţít rovněţ některou z variant míry zobecněné entropie (generalized entropy, GE). Tyto míry umoţňují nejen vystihnout celkovou nerovnoměrnost, ale umoţňují její rozklad na meziskupinovou a vnitroskupinovou sloţku, coţ například nelze udělat s Giniho indexem [17]. Pro kvantitativní ohodnocení úrovně a diferenciace relativní spotřeby, popř. sklonu ke spotřebě v jednotlivých třídách výrobků a sluţeb dle klasifikace CZ-COICOP (Classification of individual consumption by purpose), lze pouţít základní charakteristiky polohy a variability, jako je průměr, medián, horní a dolní kvartil, maximum, minimum, kvartilové rozpětí, relativní kvartilové rozpětí apod. Posouzení významnosti rozdílů ve spotřebě domácností s různým finančním potenciálem lze provést Kruskal-Wallisovým testem shody mediánových hodnot relativních výdajů na jednotlivé typy komodit. Výsledky tohoto testu lze dále doplnit o vzájemné porovnávání rozdílnosti výdajů domácností zařazených do různých příjmových kategorií prostřednictvím individuálních párových testů. Hladinu významnosti individuálních párových testů je potřeba při posuzování statistické významnosti rozdílů upravit Bonferoniho korekcí. Pro charakterizaci podobnosti (resp. nepodobnosti) dvou výdajových struktur   V1  (V11 , V12 ,..., V1k ) a V2  (V21 , V22 ,..., V2k ) pouţíváme koeficienty konstruované obvykle na principu měření vzdálenosti dvou bodů v k-rozměrném Euklidovském prostoru. Na hodnocení podobnosti je vhodné pouţít takovou míru, jejíţ hodnoty leţí v intervalu 0,1 (viz např. [11], [4]). Jednou z běţně pouţívaných měr je Gatevův koeficient nepodobnosti struktur, který měří změny struktur komplexně, tj. v jejich vzájemných souvislostech. Tento integrální koeficient strukturálních změn je dán vztahem

3

JÍLEK, J. a kol. 2001. Nástin sociálněhospodářské statistiky. Praha: VŠE, 2001. ISBN 80-245-0214-3, 164-165.

4

k

  kG (V1 ,V2 )  1 

2

V

1 jV2 j

j 1

.

k

 (V

2 1j

 V22j )

j 1

Koeficient nabývá hodnot z intervalu 0,1 . kG  0 v případě dokonalé shody struktur, neboť k

2

v takovém případě je V1 j  V2 j  V j ,

 j  1, 2,...k 

takţe dostáváme kG  1 

V

2 j

j 1 k



0 .

2V j2

j 1

Hodnota kG  1 reprezentuje naopak úplnou nepodobnost výdajových struktur. Další metoda měření podobnosti dvojice výdajových struktur se opírá o určení úhlu  (    0    ), který svírají výdajové vektory V1 a V2 . Kosinus tohoto úhlu je tzv. kosinový 2 koeficient podobnosti struktur, který získáme pomocí skalárního součinu výdajových vektorů, takţe platí k

    V1  V2 k cos (V1 ,V2 )     V1  V2

V

1 jV2 j

j 1

k

.

k

V V 2 1j

j 1

2 2j

j 1

Také kosinový koeficient nabývá hodnot z intervalu 0,1 . Pokud jsou obě výdajové   struktury shodné, pak jsou vektory V1 a V2 lineárně závislé, svírají nulový úhel a kcos  1 , v opačném případě, tj. pokud jsou tyto struktury zcela odlišné, jsou jejich vektory kolmé a skalární součin je nulový. To znamená, ţe také kcos  0 .

3. Analýza vlivu finančního potenciálu na výdajovou strukturu domácností v ČR Spotřební chování je sloţitý mechanismus, který je finančním potenciálem ovlivňován jen zčásti. To znamená, ţe i reakce výdajové struktury domácností (popř. jedinců) na úroveň příjmů bude poměrně slabá. Vliv disponibilních finančních prostředků můţe být za určitých podmínek statisticky nevýznamný, neboť bude výrazně tlumen osobními zvláštnostmi spotřebitele, jeho zvyky, zkušenostmi, vzděláním, věkem, typem domácnosti, referenční skupinou, reklamou apod. Všechny tyto faktory působí při analýze závislosti spotřeby na finančním potenciálu jako rušivé, neboť částečně zakrývají či zcela stírají jeho vliv. K výraznějšímu ovlivnění by mohlo docházet spíše tam, kde se finanční potenciál dostává pod určitou kritickou hranici, která souvisí s holým přeţitím jedince, coţ je ve vyspělé společnosti, jakou bezesporu Evropské společenství je, jevem zcela ojedinělým. V této práci se zaměříme na monitorování reakce výdajů na úroveň příjmů. O tom, do jaké míry reagují české domácnosti (popř. jedinci) při nastavení své relativně optimální spotřeby na disponibilní příjmy, se přesvědčíme rozdělením domácností do několika příjmových tříd a analyzování odlišností v jejich výdajové struktuře.

5

3. 1 Datová základna Datovou základnu tvoří Statistika rodinných účtů (SRÚ) z roku 2008, které obsahují informace z roku 2007. Jedná se o výsledky pravidelného výběrového šetření Českého statistického úřadu, které sleduje hospodaření soukromých domácností a poskytuje informace o jejich výdajích a struktuře spotřeby spolu s informacemi o spotřebních zvyklostech zkoumaných domácností. Výsledky lze vyuţít při strategických, taktických i operativních rozhodnutích v rámci sociální politiky státu nebo pro různé druhy výzkumu. Zkoumání změn struktury výdajů domácností vzhledem k různým faktorům ovlivňujícím spotřební chování můţe být přínosem i pro rozhodování ve výrobní sféře a při zacilování marketingových aktivit na vybrané skupiny obyvatelstva. Soubor dat SRÚ je získáván na základě dotazování přibliţně tří tisíc domácností. Domácnost je v tomto případě chápána opět jako bytová jednotka. Český statistický úřad vybírá byty s přispěním katastrálních úřadů náhodně. Díky zapojení všech katastrálních úřadů, mají všechny byty stejnou pravděpodobnost výběru. Relativně nízký počet domácností je vybírán záměrně pomocí kvótního výběru. Kvótní výběr usnadňuje sběr dat, ale ubírá na reprezentativnosti vzorku a na moţnosti zobecnění výsledků na celou populaci. Výdaje v SRÚ nezahrnují vklady, daně z příjmu, sociální a zdravotní pojištění, splacené bezhotovostní půjčky atd. Pro třídění výdajů se od roku 1999 ve statistice rodinných účtů pouţívá členění do 14 oddílů, 58 skupin, 157 tříd tak, aby bylo moţné zaznamenat všechna spotřební vydání co nejpřesněji. Jedná se o klasifikaci podle CZ-COICOP, která, jak uvádí ČSÚ v „Klasifikaci individuální spotřeby dle účelu“, dělí spotřební výdaje na dvanáct kategorií. Jedná se o výdaje na: • potraviny a nealkoholické nápoje (potr_napoj), • alkoholické nápoje a tabák (alkoh_tab), • odívání a obuv (odivani), • bydlení, vodu, energie a další paliva (bydleni), • bytové vybavení a zařízení domácnosti (zariz_dom), • zdraví (zdravi), • dopravu (doprava), • poštovní sluţby a telekomunikace (telekomun), • rekreaci a kulturu (rekr_kult), • vzdělávání (vzdelani), • stravování a ubytování (strav_ubyt), • ostatní zboţí a sluţby (ostatni), Této kategorizace se vyuţívá kvůli přiblíţení evropskému standartu kategorizace. Je tedy moţné tímto členěním lépe porovnávat jednotlivé části spotřebních výdajů nejen v ČR, ale i v rámci Evropské unie a dalších států. Celkové disponibilní příjmy domácností můţeme získat v čisté výši z hrubých příjmů po odečtení výdajů na sociální a zdravotní pojištění a daně z příjmů. Z výběrových souborů můţeme získat informace o celkových měsíčních příjmech a výdajích domácností. Kaţdou domácnost lze charakterizovat její ekvivalentní velikostí, tzv. spotřební jednotkou (Consumption unit). Tato jednotka bere do úvahy nejen velikost domácnosti, ale také její strukturu (tj. věk a postavení členů v domácnosti). Přepočet příjmů na spotřební jednotku umoţňuje vyjádřit tzv. ekvivalizovanou velikost příjmů, která je reprezentativní a srovnatelná s dalšími státy [13]. K transformaci příjmů a výdajů ze Statistiky rodinných účtů do ekvivalentní škály pouţívá Český statistický úřad metodiku OECD, kde • osoba v čele domácnosti je brána s koeficientem 1,0

6

• děti ve věku 0 aţ 13 let s koeficientem 0,5 • a ostatní osoby s koeficientem 0,7. 3. 2 Třídění domácností dle jejich finančního potenciálu K tomuto účelu pouţijeme dva různé typy dělení domácností. První způsob dělení vychází ze základních kvantilových charakteristik polohy rozdělení příjmů (dolního a horního kvantilu) a dělí domácnosti do tří skupin. Tím dostaneme skupinu „nízko-příjmových“ domácností (tj. čtvrtinu domácností s nejniţšími příjmy přepočtenými na spotřební jednotku dle metodiky EU), dále pak skupinu „středně-příjmových“ domácností (tj. 50% domácností s „prostřeními“ příjmy a nakonec skupinu „vysoko-příjmových“ domácností (tj. 25% domácností s nejvyššími příjmy přepočtenými na spotřební jednotku). Tyto skupiny jsou v níţe uvedených grafech značeny po řadě jako skupiny „N“, „S“ a „D“. Toto dělení bylo zvoleno především z důvodů snadné interpretace, neboť dělí domácnosti podle rozdělení četností jejich příjmů na dolní čtvrtinu, střední polovinu a horní čtvrtinu co do velikosti příjmů. Jedná se tedy o velmi jednoduché a přirozené dělení, které vyuţívá robustních měr úrovně příjmů a není tedy citlivé na odlehlé hodnoty, které se v příjmových souborech vyskytují. Tabulka 2: Dělení domácností do tříd dle úrovně jejich finančního potenciálu. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Třídy domácností dolní hranice

Dělení dle hranice chudoby nízký finanční potenciál

středně nízký potenciál

středně vysoký potenciál

minimum

poverty gap

1,5.poverty gap

xmin horní hranice

poverty gap

0,6 ~ x0,5

zastoupení

7,9%

0,6 ~ x0,5

1,5.poverty gap

0,9 ~ x0,5 31,3%

0,9 ~ x0,5

Kvartilové dělení

vysoký finanční potenciál 2,5.poverty gap

2,5.poverty gap

nízkopříjmové domácnosti

středněpříjmové domácnosti

vysokopříjmové domácnosti

minimum

lower quartile

upper quartile

maximum

1,5~ x0,5

xmin

~ x0, 25

maximum

lower quartile

upper quartile

1,5~ x0,5

xmax

~ x0, 25

45,2%

15,7%

25%

~ x0,75

~ x0,75

xmax

50%

25%

Další způsob dělení vyuţívá národní hranici monetární chudoby a její násobky (1,5 a 2,5 násobek). Tímto způsobem rozdělíme domácnosti do čtyř skupin, na domácnosti, které lze charakterizovat jako domácnosti s „nízkým“, „středně nízkým“, „středně vysokým“ a „vysokým“ finančním potenciálem. Důvodem volby této základní dělící jednotky je to, ţe se jedná o mezinárodně uznávanou a všemi evropskými zeměmi pouţívanou míru, která představuje hranici „nedostatečnosti“ potenciálu jedince při jeho posuzování relativně vůči společnosti, v níţ ţije. Tato hodnota současně koresponduje s mediánovým příjmem, který je robustní a dělí domácnosti dle úrovně jejich příjmů přirozeně na poloviny. Jedná se tedy opět o robustní metodu dělení, která není citlivá na zkreslení odlehlými hodnotami vyskytujícími se v příjmových souborech. Dělící hranice můţeme tedy vyjádřit i jako násobky mediánové hodnoty (0,6, 0,9 a 1,5 násobek). Podrobnější přehled o dělení domácností, včetně četností jejich výskytu v jednotlivých příjmových třídách, je uveden v tabulce 2. Hodnoty procentuálního zastoupení domácností v jednotlivých příjmových třídách vycházejí z výběrového šetření Statistika rodinných účtů (SRÚ) z roku 2008, takţe se mohou lišit od oficiálně udávaných hodnot získaných z výběrového šetření EU – SILC, které jsou publikovány na stránkách Českého statistického úřadu, či na stránkách Eurostatu. Je zřejmé, ţe pod oficiální hranicí monetární chudoby se dle Statistiky rodinných účtů 2008 v České republice nacházelo v roce 2007 necelých 8%. Jejich ekvivalentní příjmy 7

přepočtené na spotřební jednotku definovanou dle metodiky EU, nepřekročily 60% celorepublikového mediánu. Jedná se o domácnosti, jejichţ finanční situace je v porovnání s ostatními domácnostmi nedostačující, a které jsou proto povaţovány za relativně chudé. Dalších 31,3% tj. zhruba třetina všech českých domácností, má po přepočtu na spotřební jednotku “podmediánové” příjmy, které nepřekračují 90% mediánu. Tato třída domácností je zde brána jako skupina se středně nízkým finančním potenciálem. Variační rozpětí je zde kategorii velmi malé (30% celorepublikového mediánu), to znamená, ţe v této kategorii je velká koncentrace domácností. Podobně je tomu i v další kategorii, která tvoří nejpočetnější skupinu domácností (téměř 50%). Její příjmy přepočtené na spotřební jednotku definovanou EU se pohybujícími v rozmezí 90 – 150% mediánu. Jedná se o domácnosti, které můţeme povaţovat z hlediska úrovně jejich příjmů za jakousi „střední vrstvu“, která je zde označena jako skupin se středně vysokým finančním potenciálem. Diferenciace příjmů v této skupině poměrně malá (60% mediánu) a minimum v této kategorii zasahuje 10% pod mediánovou hodnotu. Poslední kategorie domácností – domácnosti s relativně vysokým finančním potenciálem přepočteným na spotřební jednotku – tvoří zhruba 15% všech domácností ve vzorku. Tato kategorie se vyznačuje značně niţší koncentrací domácností a vysokou diferenciací příjmů. 3. 3 Odlišnosti ve spotřebním chování domácností s různým finančním potenciálem Pro zjišťování rozdílů ve spotřebním chování, které mohou vznikat následkem různého finančního potenciálu domácností, byly pouţity vybrané základní charakteristiky úrovně a diferenciace relativních výdajů na 12 definovaných typů zboţí a sluţeb. Pro vystiţení úrovně byly vybrány průměr, medián, minimum a maximum, diferenciaci výdajů v jednotlivých výdajových kategoriích budeme měřit kvartilovým rozpětím a relativní kvartilovou odchylkou. Výdaje na jednotlivé typy komodit jsou vyjádřeny v relativní podobě vztaţené jednak k celkovým výdajům domácnosti a jednak k ekvivalizovaným příjmům domácnosti. V prvním případě, tj. při relativizací výdajů na jednotlivé typy komodit a sluţeb vzhledem k celkovým výdajům, dostaneme informaci o změnách ve spotřebitelských preferencích vyvolaných různou úrovní finančního potenciálu. Ve druhém případě, to znamená při přepočtu jednotlivých typů výdajů vzhledem k ekvivalizovaným příjmům domácností, získáme přehled o jejich sklonu ke spotřebě těchto komodit v jednotlivých příjmových skupinách. Přehled hodnot základních charakteristik měsíčních výdajů českých domácností je uveden v tabulkách 5a,b – 16a,b v příloze. Můţeme zde pozorovat značné rozdíly mezi procentuálními výdaji domácností s různou úrovní finančního potenciálu. Především v maximálních hodnotách nalezneme velké disproporce. Mediánové hodnoty relativních výdajů na jednotlivé výdajové skupiny jsou zobrazeny v grafech 1a,b – 11a,b v příloze článku. Tabulky 5a – 16a a grafy 1a – 11a obsahují podíly výdajů pro domácnosti rozdělené do čtyř příjmových skupin dle násobků hranice chudoby, tabulky 5b – 16b a grafy 1b – 11b obsahují podíly výdajů domácností při pouţití kvantilového dělení do tří příjmových skupin. Z uvedených výsledků vyplývá, ţe podíly výdajů jsou na finančním potenciálu závislé, i kdyţ v některých případech jsou velmi malé. Ve čtyřech případech z celkem dvanácti výdajových skupin (tj. v 1/3 případů) mediánové hodnoty relativních výdajů domácností s růstem finančního potenciálu klesají. Jedná se o výdaje na: • potraviny a nealkoholické nápoje, • bydlení, vodu, energie a další paliva, • poštovní sluţby a telekomunikace, • zdraví. 8

V šesti typech z dvanácti, tj. v 1/2 případů, relativní výdaje s růstem finančního potenciálu naopak rostou. Jsou to výdaje na: • odívání a obuv, • bytové vybavení a zařízení domácnosti, • dopravu, • rekreaci a kulturu, • vzdělávání, • stravování a ubytování, • ostatní zboţí a sluţby. Mediánové hodnoty výdajů na vzdělání jsou nulové, takţe nemá smysl pokoušet se je zobrazovat. Graf pro výdaje na vzdělání je proto vynechány. Netypický průběh mají mediánové hodnoty relativních výdajů na: • alkoholické nápoje a tabák, Tyto hodnoty jsou nejvyšší u středně nízkého a středně vysokého potenciálu. První skupinu výdajů tedy můţeme povaţovat za výdaje nezbytné – preferované nízko-příjmovými domácnostmi. Ve druhé skupině se nachází výdaje preferované více vysoko-příjmovými domácnostmi, které lze povaţovat za luxusní. Relativní výdaje na alkoholické nápoje a tabák můţeme brát přibliţně za konstantní, a tedy nezávislé na finančním potenciálu. O tom, zda je jejich vzájemná odlišnost statisticky významná, nás informují výsledky Kruskal-Wallis rank sum testu, který testuje shodu mediánových hodnot relativních výdajů domácnosti v různých příjmových kategoriích. Nejprve jsme na 5%-ní hladině významnosti zjišťovali, zda se podíly výdajů odlišují alespoň u jedné z dvojic příjmových kategorií. Ve všech případech byla p-hodnota Kruskal-Wallisova testu mnohem menší neţ hladina významnosti (konkrétně p-value<<0,005), takţe můţeme konstatovat, ţe v kaţdé výdajové skupině představuje finanční potenciál faktor, který statisticky významně ovlivňuje relativní výdaje domácností. O tom, ve kterých dvojicích příjmových skupin se výdaje významně liší, se přesvědčíme pomocí individuálních párových porovnáni. Pro určení hladiny významnosti testování pouţijeme Bonferoniho korekci. Párová porovnání jsme provedli pro velikost podílů jednotlivých typů výdajových poloţek na celkových výdajích i pro sklon ke spotřebě, daný podílem jednotlivých poloţek a ekvivalizovaných příjmů domácností. Při porovnávání bylo pouţito dělení domácností do čtyř skupin dle násobků hranice chudoby. Výsledky testování obsahují tabulky 3a,b. Vidíme, ţe párové testy prokázaly existenci statisticky významných rozdílů ve výdajích téměř mezi všemi dvojicemi výše definovaných příjmových kategorií. V prvním případě nebyla nulová hypotéza o shodě mediánových výdajů zamítnuta u 11 v druhém případě u 16 z celkového počtu 72 moţných kombinací úrovně finančního potenciálu a typu relativních výdajů. To znamená, ţe pokud vztáhneme výdaje na jednotlivé typy poloţek k celkovým výdajům, bude šance, ţe se výdaje liší 61:11, tj. přibliţně 6:1. Pokud je vztáhneme k ekvivalentním příjmům, bude o něco menší (56:16, tj. 7:2). Nejpodobnější chování domácností lze pozorovat u výdajů na alkoholické nápoje a tabák. Je zajímavé, ţe pokud výdaje na alkohol a tabák vztáhneme k celkovým výdajům, budou podobně utrácet domácnosti s vyššími příjmy, zatímco vztáhneme-li je k hodnotě ekvivalizovaných příjmů domácností, zjistíme, ţe stejný sklon ke spotřebě alkoholu a tabáku mají domácnosti nacházející se pod hranicí chudoby, jako domácnosti s nejvyšším finančním potenciálem. Relativně stejné hodnoty výdajů, bez ohledu na úroveň příjmů, či monetární chudobu, můţeme pozorovat také u výdajů na zdraví vztaţených k celkovým výdajům. U výdajů na rekreaci a kulturu lze naopak konstatovat, ţe sklon ke spotřebě v tomto případě

9

nijak významně neklesá současně s poklesem finančního potenciálu, takţe ani středně vysoké ani vysoké příjmy sklon ke spotřebě výrazně nenavyšují. Tabulka 3a: Individuální párová porovnání odlišnosti relativních výdajů v jednotlivých příjmových třídách – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál nízký středně nízký středně vysoký vysoký nízký středně nízký středně vysoký vysoký nízký středně nízký středně vysoký vysoký nízký středně nízký středně vysoký vysoký nízký středně nízký středně vysoký vysoký nízký středně nízký středně vysoký vysoký nízký středně nízký středně vysoký vysoký nízký středně nízký středně vysoký vysoký

k celkovým výdajům

k celkovým příjmům

nízký středně středně vysoký nízký středně středně vysoký nízký vysoký nízký vysoký Výdaje na potraviny a nealkoholické nápoje × × ano × ano × ano ano × ano ano × ano ano ano × ano ano ano × Výdaje na bydlení, vodu, energie a paliva × × ano × ano × ano ano × ano ano × ano ano ano × ano ano ano × Výdaje na dopravu × × ano × ano × ano ano × ano ano × ano ano ano × ano ano × ne Výdaje na alkoholické nápoje a tabák × × ano × × ne ano × × ne ne ne ano × ano ano × ne ne ne Výdaje na odívání a obuv × × ano × × ne ano ano × ano ano × ano ano ano × ano ano × ne Výdaje na bytové vybavení a opravy × × ano × ano × ano ano × ano × ne ano ano ano × ano ano × ne Výdaje na zdraví × × × × ne ne ano × ano ano × ne ano × ano ano ano × ne ne Výdaje na poštovní služby a telekomunikace × × × × ne ne × ano ano × ne ne ano ano ano × ano ano ano ×

10

Tabulka 3b: Individuální párová porovnání odlišnosti relativních výdajů v jednotlivých příjmových třídách – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Podíl



Finanční potenciál

nízký středně středně vysoký nízký středně středně vysoký nízký vysoký nízký vysoký Výdaje na rekreaci a kulturu × × nízký ano × × středně nízký ne ano × ano ano × středně vysoký ano ano ano ano × × vysoký ne ne ne Výdaje na stravování a unytování × × nízký ano × × středně nízký ne ano × ano ano × středně vysoký ano ano ano × ano ano × vysoký ne ne Výdaje na ostatní zboží a služby × × nízký ano × ano × středně nízký ano × ano ano × středně vysoký ano ano ano ano × ano ano × vysoký ne

Zcela jednoznačně se růst úrovně finančního potenciálu výrazně promítá do relativní spotřeby dvou nejzákladnějších skupin zboţí, které zajišťují přeţití jedince - do výdajů na potraviny a nealkoholické nápoje a do výdajů na bydlení, vodu, energie a paliva. Podobný dopad má finanční potenciál i na mediánové hodnoty relativních výdajů na dopravu, které závisely statisticky významně ve všech případech kromě skupin domácností se středně vysokým a vysokým finančním potenciálem, a to pouze tehdy, kdyţ se zajímáme o sklon ke spotřebě, nikoliv při vztaţení těchto výdajů k celkovým. Tabulka 4a: Gatevův koeficient nepodobnosti struktur relativních výdajů vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál nízký středně nízký středně vysoký vysoký



nízký středně středně vysoký nízký středně středně vysoký nízký vysoký nízký vysoký 0 0.126 0.278 0.391

0 0.161 0.282

0 0.129

0

0 0.192 0.363 0.516

0 0.192 0.365

0 0.185

0

Tabulka 4b: Kosinový koeficient podobnosti struktur relativních výdajů vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál nízký středně nízký středně vysoký vysoký



nízký středně středně vysoký nízký středně středně vysoký nízký vysoký nízký vysoký 1 0.990 0.942 0.873

1 0.979 0.930

1 0.984

1

11

1 0.992 0.947 0.873

1 0.979 0.924

1 0.982

1

Přestoţe Kruskal–Wallisův test jednoznačně prokázal statisticky významné rozdíly mezi mediánovými hodnotami relativních výdajů domácností s různou úrovní finančního potenciálu, naznamená to ještě, ţe můţeme prohlásit strukturu výdajů v těchto skupinách za rozdílnou. K měření podobnosti, popř. nepodobnosti struktur jako takových je nutné pouţít některý z koeficientů podobnosti (nepodobnosti). Výsledky testování podobnosti (popř. nepodobnosti) výdajových struktur v uvedených příjmových kategoriích jsou uvedeny v tabulkách 4ab. Podle předpokladu byla oběma metodami potvrzena největší míra odlišnosti mezi oběma „krajními“ kategoriemi, tj. domácnostmi s nízkým a s vysokým finančním potenciálem. Z obou tabulek rovněţ vyplývá, ţe míra odlišnosti výdajových struktur je větší mezi „sousední“ dvojicí se středně vysokým a vysokým potenciálem neţ mezi dvojicí s nízkým a středně nízký potenciálem.

4. Závěr Předloţený příspěvek byl zaměřen na zjišťování rozdílnosti výdajů u domácností s různým finančním potenciálem. K tomuto účelu byly pouţity dva různé typy dělení domácností. První způsob dělení vycházel ze základních kvantilových charakteristik polohy rozdělení příjmů (dolního a horního kvantilu) a dělil domácnosti do tří skupin, na domácnosti „nízko-příjmové“, „středně-příjmové“ a „vysoko-příjmové“. Další způsob dělení vyuţíval národní hranici monetární chudoby a její násobky (1,5 a 2,5 násobek). Tímto způsobem byly domácnosti rozděleny do čtyř skupin, na domácnosti, které lze charakterizovat jako domácnosti s „nízkým“, „středně nízkým“, „středně vysokým“ a „vysokým“ finančním potenciálem. Hranice jednotlivých kategorií byly odvozeny od hranice monetární chudoby určené jako 60% mediánu disponibilních příjmů domácností přepočtených na spotřební jednotku definovanou dle metodiky EU. V článku byla zkoumána výdajová struktura domácností a její závislost na finančním potenciálu. K tomu bylo pouţito dělení výdajů do 12 skupin podle metodiky CZ COICOOP. Prokázalo se, ţe procentuální podíly jednotlivých typů výdajů domácností se statisticky významně liší podle toho, do které příjmové kategorie se domácnost řadí. Podle toho, zda procentní zastoupení typu výdaje s finančním potenciálem roste či klesá, můţeme výdaje rozdělit do dvou skupin – na výdaje preferované více nízko-příjmovými domácnostmi (klesající s růstem finančního potenciálu), které můţeme povaţovat za nezbytné, a na výdaje preferované spíše vysoko-příjmovými domácnostmi (rostoucí s růstem finančního potenciálu), které můţeme povaţovat za luxusní. Z výsledků vyplynulo, ţe podíly výdajů jsou na finančním potenciálu závislé, i kdyţ v některých případech jsou rozdíly velmi malé. Ve čtyřech případech z celkem dvanácti výdajových skupin (tj. v 1/3 případů) mediánové hodnoty relativních výdajů domácností s růstem finančního potenciálu klesají. Mezi výdaje, které byly více preferované nízkopříjmovými domácnostmi, lze zařadit výdaje na jídlo a nealkoholické nápoje, bydlení, vodu, energie a další paliva, poštovní sluţby a telekomunikace a na zdraví., jejichţ procentuální zastoupení, bylo největší u nejchudších domácností. V šesti skupinách z dvanácti, tj. v 1/2 případů, relativní výdaje s růstem finančního potenciálu naopak rostly. Jednalo se o zastoupení výdajů na odívání a obuv, bytové vybavení a zařízení domácnosti, dopravu, rekreaci a kulturu, vzdělávání, stravování a ubytování, ostatní zboţí a sluţby. Netypický průběh měly mediánové hodnoty relativních výdajů na alkoholické nápoje a tabák, které byly nejvyšší u domácností se středně nízkým a středně vysokým potenciálem a mediánové hodnoty výdajů na vzdělání byly ve všech skupinách nulové. Na otázku, zda se celková struktura příjmů ve skupinách domácností s různým finančním potenciálem výrazně liší, však musíme odpovědět záporně. Hodnoty obou koeficientů podobnosti (Gatevova i kosinového) ukazují na poměrně značnou podobnost

12

struktur výdajů ve všech čtyřech příjmových kategoriích. Přesto byla oběma metodami potvrzena určitá míra odlišnosti, která byla dle očekávání největší mezi oběma „krajními“ kategoriemi (nízkým a vysokým finančním potenciálem). Míra odlišnosti výdajových struktur mezi „sousedními“ příjmovými dvojicemi byla větší u domácností se středně vysokým a s vysokým finančním potenciálem. Relativizací výdajů vzhledem k celkovým výdajům jsme získali informaci o změnách ve spotřebitelských preferencích vyvolaných různou úrovní finančního potenciálu. Pro srovnání výsledků analýz závislosti výdajů na jednotlivé typy komodit byly pouţity kromě výdajů vztaţených relativně k celkovým výdajům také relativní výdaje vztaţené k ekvivalizovaným příjmům domácností. Tím jsme získali informaci o závislosti sklonu ke spotřebě těchto komodit na finančním potenciálu domácností a mohli provést porovnání obou výsledků. Kruskal–Wallisův test potvrdil, ţe finanční potenciál se projevuje v obou případech podobně a ţe závislost relativních výdajů je vţdy statisticky významná. Ovšem při párovém porovnání statistické významnosti změn zapříčiněných finančním potenciálem docházelo v některých případech k disproporcím mezi výsledky získanými různými způsoby relativizace výdajů. Zcela jednoznačně se růst úrovně finančního potenciálu výrazně promítl do relativní spotřeby dvou nejzákladnějších skupin zboţí, které zajišťují přeţití jedince, a to do výdajů na potraviny a nealkoholické nápoje a do výdajů na bydlení, vodu, energie a paliva. Podobný dopad měl i na mediánové hodnoty relativních výdajů na dopravu, které závisely statisticky významně ve všech případech kromě skupin domácností se středně vysokým a vysokým finančním potenciálem, a to pouze tehdy, kdyţ se zajímáme o sklon ke spotřebě, nikoliv při vztaţení těchto výdajů k celkovým.

5. Literatura [1] [2]

[3]

[4]

[5]

[6] [7] [8]

BARTOŠOVÁ, J. 2009. Analysis and Modelling of Financial Power of Czech Households. Aplimat – Journal of Applied Mathematics, vol. 2, issue 3, 2009, 31-36. BARTOŠOVÁ, J., BÍNA, V. 2010. Some Factors Affecting Expenditure on Housing in the Czech Republic. In: Kováčová, M. (ed.) 9th International Conference APLIMAT 2010, Bratislava, February 2 – 5, 2010, Proceedings. Slovak University of Technology, Bratislava, 2010, 829-830, ISBN 978-80-89313-31-0. BARTOŠOVÁ, J., BÍNA, V. 2010. Influence of the Calibration Weights on Results Obtained from Czech SILC Data. In: COMPSTAT 2010, 19th Symposium of IASC, Paris, August 22 – 27, 2010, Proceedings. Physica-Verlag HD, Paris, 2010, 753-760. ISBN 978-3-7908-2603-6. BARTOŠOVÁ, J., BÍNA, V. 2010. Influence of the relative poverty on the structure of household expenditures in the Czech Republic. In: ICABR 2008 – VI. International Conference on Applied Business Research Ras Al Khaimah 29.11.2010 – 03.12.2010. [CD-ROM]. Mendel University in Brno, 2010, 19. ISBN 978-80-7375-462-4. BARTOŠOVÁ, J., FORBELSKÁ, M. 2010. Porovnání regionální monetární chudoby v Čechách a na Slovensku. In: Sociálny kapitál, ľudský kapitál a chudoba v regiónoch Slovenska. Zborník statí, 13. 10. 2010, Herľany. TU Košice, 2010. 76-84. ISBN 978-80553-0573-8. BECKER, G.S. 1996. Accounting for Tastes. Harvard University Press, 1996. BOURGUIGNON, F. 1979. Decomposable Income Inequality Measures. In: Econometrica, vol. 47, no. 4, 1979, 901-920. ČERMÁKOVÁ, J. 2001. The influence of income differentiation on the structure of household expenditures. Finance a uvěr, vol. 51, issue 1, 2001, 33-45.

13

[9]

[10] [11] [12] [13] [14] [15] [16]

[17] [18] [19] [20]

[21]

[22]

[23]

[24]

[25]

[26]

IVANČÍKOVÁ, L., VLAČUHA, R. 2010. Chudoba a Sociálne vylúčenie v regiónoch Slovenska. In: Sociálny kapitál, ľudský kapitál a chudoba v regiónoch Slovenska. Zborník statí, Herľany, 13. 10. 2010. TU Košice, 2010. 31-36. ISBN 978-80-553-05738. JÍLEK, J. a kol. 2001. Nástin sociálně-hospodářské statistiky. Oeconomica, Praha, 2001. ISBN 80-245-0214-3, 164-165. KAHOUNOVÁ, J. 1994. Měření podobnosti struktur. Nakladatelství VŠE, Praha, 1994. KREBS, V., POLÁKOVÁ, O., DURDISOVÁ, J. 1997. Sociální politika. Codex Bohemia, Praha, 1997. ISBN 80-85963-33-7. LAPÁČEK, M. Ekvivalenční stupnice a příjmová nerovnost. [Online] [Cit. 2010-11-23]. Dostupné na: . LITCHFIELD, J. A. Inequality: Methods and Tools. [Online] [Cit. 2010-11-23]. Dostupné na:<www.worldbank.org/poverty/inequal/index.htm>. LONGFORD, N. T., NICODEMO, C. 2009. A sensitivity analysis of poverty definitions. IRISS Working Paper Series 2009–15. Differdange, Luxembourg: CEPS/ INSTEAD. Luxembourg 2003. Household Budget Surveys in the EU: Methodology and recommendations for harmonisation, 2003. ISBN 92-894-5435-0. [Online] [Cit. 201001-15]. Dostupné na: . MUSSARD, S. et. al. 2003. Decomposition of Gini and the generalized entropy inequality measures. In: Economics Bulletin, vol. 4, no. 7, 2003, 1−6. MASLOW, A. 1987 Motivation and personality (3rd Edition). Harper and Row, New York, 1987, ISBN. MAREK, L. 2010. The Trend of Income Distribution in Czech Republic in the Years 1995–2008 Analysis, Politická ekonomie, 2010, issue 2, 186-206. NICODEMO, C., LONGFORD, N.T. 2009. A sensitivity analysis of poverty definitions used with EU-SILC. In: Finanční potenciál domácností 2009. FM VŠE, J. Hradec, 2009, CD-ROM, ISBN 978-80-245-1625-7. PAUHOFOVÁ, I. 2010. Regionálna príjmová stratifikácia populácie Slovensku. In: Sociálny kapitál, ľudský kapitál a chudoba v regiónoch Slovenska. Zborník statí, Herľany, 13. 10. 2010. TU Košice, 2010. 22-30. ISBN 978-80-553-0573-8. SIPKOVÁ, Ľ. 2004. Prehľad teoretických východísk merania príjmovej nerovnosti. In: Slovenská štatistika a demografia, roč. 14, č. 3, Štatistický úrad Slovenskej republiky, Bratislava, 2004, 36-49. SIPKOVÁ, Ľ., SIPKO, J. 2010. Úroveň miezd v krajoch Slovenskej republiky. In: Sociálny kapitál, ľudský kapitál a chudoba v regiónoch Slovenska. Zborník statí, Herľany, 13. 10. 2010. TU Košice, 2010. 51-66. ISBN 978-80-553-0573-8. SIPKOVÁ, Ľ. 2010. Porovnanie rozdelení hrubých miezd muţov a ţien na Slovensku podľa EU-SILC In: Analýza príjmovej diferenciácie žien a mužov na Slovensku: Monografický zborník z riešenia IGP 21/2008. EKONÓM, Bratislava, 2010. ISBN 97880-225-2848-1. STANKOVIČOVÁ, I. 2010. Regionálne aspekty monetárnej chudoby na Slovensku. In: Sociálny kapitál, ľudský kapitál a chudoba v regiónoch Slovenska. Zborník statí, Herľany, 13. 10. 2010. TU Košice, 2010. 67-75. ISBN 978-80-553-0573-8. STANKOVIČOVÁ, I., BARTOŠOVÁ, J. 2009. Príspevok k analýze subjektívnej chudoby v SR a ČR. In: Forum Statisticum Slovacum, roč. 5, č. 3/2009 . SŠDS, Bratislava, 2009, CD-ROM.

14

[27] SÚKENÍKOVÁ, H. 2008. Štatistika rodinných účtov z pohľadu centra. In: Forum Statisticum Slovacum, č. 5, 135 – 139. [28] VEČERNÍK, J. 2009. Czech society in the 2000s: a report on socio-economic policies and structures. ACADEMIA, 2009, 286s. ISBN 978-80-200-1750-5. [29] VOJTKOVÁ, M., LABUDOVÁ, V. 2010. Regionálna analýza výdavkov a príjmov domácností v Slovenskej republike. In: Ekonomický časopis, roč. 58, č. 8. Ekonomický ústav SAV, Prognostický ústav SAV, Bratislava, 2010, 802-820. [30] WOLF, P. 2010. Population and social conditions. Eurostat: Statistics in focus [online]. 9/2010, [cit. 2010-04-11]. . [31] ŢELINSKÝ, T. 2010. Nerovnosť rozdeľovania príjmov v krajoch Slovenskej republiky. In: Slovenská štatistika a demografia, č. 1, 2010. [32] ŢELINSKÝ, T. 2010. Analýza chudoby na Slovensku zaloţená na koncepte relatívnej deprivácie. Politická ekonomie, vol, 58, issue 4, 2010, 542-565. [33] ŢELINSKÝ, T. 2010. Pohľad na regióny Slovenska cez prizmu chudoby. In: Sociálny kapitál, ľudský kapitál a chudoba v regiónoch Slovenska. Zborník statí, Herľany, 13. 10. 2010. TU Košice, 2010. 37-50. ISBN 978-80-553-0573-8. [34] ŢELINSKÝ, T. 2009. Vyuţitie logistickej regresie pri odhadovaní hraníc subjektívnej chudoby. In: Forum Statisticum Slovacum 5, no. 1, 2009, 115-119. [35] Ţivotní a existenční minimum, Portál MPSV [online]. [cit. 2010-04-11]

Kontakt: Jitka Bartošová, RNDr., Ph.D. Vysoká škola ekonomická v Praze Fakulta managementu Jarošovská 1117/II 377 01 Jindřichův Hradec Česká republika [email protected]

Vladislav Bína, Ing. Vysoká škola ekonomická v Praze Fakulta managementu Jarošovská 1117/II 377 01 Jindřichův Hradec Česká republika [email protected]

15

Příloha: Tabulka 5a: Podíl relativních výdajů na potraviny a nealkoholické nápoje vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka



nízký

středně nízký

středně vysoký

vysoký

nízký

středně nízký

středně vysoký

vysoký

0,0934 0,2654

0,0581 0,2412

0,0309 0,1971

0,0327 0,1579

0,0902 0,2651

0,0730 0,2189

0,0336 0,1580

0,0094 0,1101

0,2734 0,5948

0,2488 0,5787

0,2018 0,5667

0,1640 0,3701

0,2840 0,9414

0,2221 0,5166

0,1655 0,6172

0,1149 0,3240

0,0540 10,25%

0,0476 9,73%

0,0408 10,28%

0,0367 11,38%

0,0674 12,42%

0,0414 9,44%

0,0326 9,99%

0,0247 10,89%

Tabulka 5b: Podíl relativních výdajů na potraviny a nealkoholické nápoje vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové dělení. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Typ domácností minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka



nízkostředněvysokonízkostředněvysokopříjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová 0,0581 0,2517

0,0443 0,2115

0,0309 0,1626

0,0747 0,2390

0,0344 0,1761

0,0094 0,1204

0,2631

0,2154

0,1695

0,2501

0,1816

0,1239

0,5948

0,5667

0,3906

0,9414

0,6172

0,3293

0,0531

0,0446

0,0366

0,0511

0,0356

0,0250

0,1026

0,1050

0,1100

0,1054

0,1001

0,1027

16

Graf 1a: Porovnání podílu výdajů na potraviny a nealkoholické nápoje vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 1b: Porovnání podílu výdajů na potraviny a nealkoholické nápoje vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové dělení. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

17

Tabulka 6a: Podíl relativních výdajů na bydlení, vodu, energie a paliva vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka

k celkovým výdajům nízký

středně středně nízký vysoký

k celkovým příjmům vysoký

nízký

středně nízký

středně vysoký vysoký

0,0000 0,3121

0,0000 0,2385

0,0000 0,1908

0,0000 0,1615

0,0000 0,3208

0,0000 0,2165

0,0000 0,1561

0,0000 0,1075

0,3134

0,2540

0,2016

0,1727

0,3209

0,2302

0,1687

0,1232

0,6695

0,6379

0,5508

0,5437

1,0138

0,8276

0,8120

0,5594

0,0885 0,1408

0,0703 0,1433

0,0551 0,1431

0,0454 0,1404

0,0894 0,1445

0,0608 0,1389

0,0474 0,1489

0,0334 0,1458

Tabulka 6b: Podíl relativních výdajů na bydlení, vodu, energie a paliva vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové dělení. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Typ domácností minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. dchylka



nízkostředněvysokonízkostředněvysokopříjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová 0,0000 0,2785

0,0000 0,1991

0,0000 0,1688

0,0000 0,2588

0,0000 0,1661

0,0000 0,1159

0,2891

0,2099

0,1800

0,2766

0,1800

0,1346

0,6695

0,5508

0,5437

1,0138

0,8120

15689

0,0818 0,1444

0,0570 0,1405

0,0488 0,1425

0,0777 0,1466

0,0491 0,1434

0,0379 0,1530

18

Graf 2a: Porovnání podílu relativních výdajů na bydlení, vodu, energie a paliva vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 2b: Porovnání podílu relativních výdajů na bydlení, vodu, energie a paliva vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové dělení. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

19

Tabulka 7a: Podíl výdajů na dopravu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka



nízký

středně nízký

středně vysoký

vysoký

nízký

středně nízký

středně vysoký

vysoký

0,0000 0,0233

0,0000 0,0504

0,0000 0,0783

0,0005 0,0930

0,0000 0,0259

0,0000 0,0460

0,0000 0,0607

0,0002 0,0623

0,0388

0,0631

0,0964

0,1338

0,0474

0,0610

0,0875

0,1071

0,1864

0,4795

0,6445

0,7248

0,5319

0,9310

1,1953

1,1649

0,0241

0,0360

0,0376

0,0420

0,0244

0,0339

0,0320

0,0320

0,3834

0,3339

0,2379

0,2040

0,3918

0,3420

0,2450

0,2193

Tabulka 7b: Podíl výdajů na dopravu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové dělení. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Typ domácností minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka

k celkovým výdajům k celkovým příjmům nízkostředněvysokonízkostředněvysokopříjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová 0,0000 0,0326 0,0485

0,0000 0,0729 0,0888

0,0000 0,0878 0,1240

0,0000 0,0305 0,0502

0,0000 0,0594 0,0825

0,0000 0,0623 0,1018

0,3788

0,6445

0,7248

0,5319

1,1955

1,1649

0,0315 0,3704

0,0365 0,2460

0,0407 0,2060

0,0304 0,3843

0,0317 0,2532

0,0317 0,2217

20

Graf 3a: Porovnání podílu relativních výdajů na dopravu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 3b: Porovnání podílu relativních výdajů na dopravu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

21

Tabulka 8a: Podíl výdajů na alkoholické nápoje a tabák vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka



středně středně vysoký nízký vysoký

nízký


0,0000 0,0120 0,0289

0,0000 0,0168 0,0302

0,0000 0,0175 0,0305

0,0000 0,0152 0,0257

0,0000 0,0121 0,0337

0,0000 0,0154 0,0272

0,0000 0,0141 0,0251

0,0000 0,0104 0,0185

0,1856

0,2868

0,3408

0,2016

0,6652

0,2589

0,2337

0,1156

0,0159 0,4160

0,0159 0,3515

0,0163 0,3488

0,0127 0,3098

0,0161 0,4174

0,0137 0,3433

0,0134 0,3475

0,0094 0,3137

Tabulka 8b: Podíl výdajů na alkoholické nápoje a tabák vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová 0,0000 0,0000 0,0000 minimum 0,0000 0,0000 0,0000 0,0154 0,0175 0,0163 medián 0,0146 0,0146 0,0115 0,0305 0,0301 0,0274 průměr 0,0305 0,0255 0,0203 0,2868 0,3408 0,2272 maximum 0,6652 0,2337 0,1564 0,0170 0,0160 0,0131 kvartil. rozpětí 0,0166 0,0133 0,0098 0,3882 0,3455 0,3128 rel. kv. odchylka 0,3901 0,3409 0,3145

22

Graf 4a: Porovnání podílu relativních výdajů na alkoholické nápoje a tabák vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 4b: Porovnání podílu relativních výdajů na alkoholické nápoje a tabák vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

23

Tabulka 9a: Podíl výdajů na odívání a obuv vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál



nízký

středně nízký

středně vysoký

vysoký

nízký

středně nízký

středně vysoký

vysoký

minimum

0,0000

0,0000

0,0000

0,0000

0,0000

0,0000

0,0000

0,0000

medián

0,0120

0,0168

0,0175

0,0152

0,0121

0,0154

0,0141

0,0104

průměr

0,0289

0,0302

0,0305

0,0257

0,0337

0,0272

0,0251

0,0185

maximum

0,1856

0,2868

0,3408

0,2016

0,6652

0,2589

0,2337

0,1156

kvartilové rozpětí rel. kvart. odchylka

0,0159 0,4160

0,0159 0,3515

0,0163 0,3488

0,0127 0,3098

0,0161 0,4174

0,0137 0,3433

0,0134 0,3475

0,0094 0,3137

Tabulka 9b: Podíl výdajů na odívání a obuv vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Typ domácností



nízkopříjmová

středněpříjmová

vysokopříjmová

nízkopříjmová

středněpříjmová

vysokopříjmová

minimum

0,0000

0,0000

0,0017

0,0000

0,0000

0,0013

medián

0,0324

0,0465

0,0532

0,0299

0,039

0,0384

průměr

0,0378

0,0510

0,0577

0,0381

0,0444

0,0431

maximum

0,1736

0,1948

0,2161

0,3004

0,1960

0,1905

kvartil. rozpětí rel. kv. odchylka

0,0171 0,2488

0,0191 0,1975

0,0198 0,1821

0,0178 0,2681

0,0174 0,2129

0,0160 0,1985

24

Graf 5a: Porovnání podílu relativních výdajů na odívání a obuv vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 5b: Porovnání podílu relativních výdajů na odívání a obuv vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

25

Tabulka 10a: Podíl výdajů na bytové vybavení a opravy vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kvart. odchylka




nízký


0,0000 0,0296 0,0397 0,3135

0,0023 0,0415 0,0543 0,4156

0,0000 0,0507 0,0662 0,4710

0,0026 0,0559 0,0754 0,4982

0,0000 0,0304 0,0455 0,5522

0,0019 0,0367 0,0515 0,5469

0,0000 0,0412 0,0577 0,6513

0,0018 0,0389 0,0549 0,3813

0,0146 0,2227

0,0208 0,2295

0,0250 0,2245

0,0305 0,2394

0,0154 0,2410

0,0209 0,2525

0,0221 0,2404

0,0227 0,2563

Tabulka 10b: Podíl výdajů na bytové vybavení a opravy vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová minimum 0,0000 0,0018 0,0000 0,0000 0,0019 0,0000 medián 0,0342 0,0492 0,0551 0,0319 0,0417 0,0402 průměr 0,0456 0,0643 0,0730 0,0463 0,0577 0,0557 maximum 0,4156 0,4710 0,4982 0,5522 0,5712 0,6513 kvartil. rozpětí 0,0162 0,0244 0,0280 0,0164 0,0223 0,0221 rel. kv. odchylka 0,2161 0,2264 0,2279 0,2372 0,2453 0,2455

26

Graf 6a: Porovnání podílu relativních výdajů na bytové vybavení a opravy vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 6b: Porovnání podílu relativních výdajů na bytové vybavení a opravy vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

27

Tabulka 11a: Podíl výdajů na zdraví vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka




nízký


0,0000 0,0207 0,0312

0,0000 0,0256 0,0338

0,0000 0,0195 0,0252

0,0000 0,0193 0,0241

0,0000 0,0223 0,0311

0,0000 0,0231 0,0305

0,0000 0,0159 0,0213

0,0000 0,0135 0,0175

0,2198

0,4599

0,4243

0,2095

0,2040

0,4440

0,6269

0,1511

0,0157 0,3104

0,0143 0,2587

0,0113 0,2612

0,0109 0,2666

0,0155 0,2989

0,0135 0,2609

0,0091 0,2585

0,0082 0,2806

Tabulka 11b: Podíl výdajů na zdraví vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová minimum 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 medián 0,0238 0,0203 0,0200 0,0229 0,0170 0,0147 průměr 0,0334 0,0267 0,0252 0,0314 0,0229 0,0194 maximum 0,2440 0,4599 0,4243 0,2526 0,4440 0,6269 kvartil. rozpětí 0,0163 0,0123 0,0109 0,0146 0,0103 0,0086 rel. kv. odchylka 0,2949 0,2677 0,2588 0,2799 0,2673 0,2673

28

Graf 7a: Porovnání podílu relativních výdajů na zdraví vztažených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 7b: Porovnání podílu relativních výdajů na zdraví vztažených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

29

Tabulka 12a: Podíl výdajů na poštovní služby a telekomunikace vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka




nízký


0,0000 0,0455 0,0525

0,0000 0,0459 0,0504

0,0000 0,0443 0,0488

0,0000 0,0410 0,0442

0,0000 0,0445 0,0595

0,0000 0,0412 0,0458

0,0000 0,0364 0,0408

0,0000 0,0275 0,0314

0,1554

0,2091

0,2599

0,2280

0,3365

0,1846

0,2977

0,1846

0,0228 0,2272

0,0170 0,1785

0,0157 0,1701

0,0165 0,2011

0,0263 0,2554

0,0160 0,1868

0,0141 0,1839

0,0126 0,2190

Tabulka 12b: Podíl výdajů na poštovní služby a telekomunikace vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová minimum 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 medián 0,0460 0,0449 0,0413 0,0425 0,0380 0,0294 průměr 0,0508 0,0498 0,0449 0,0507 0,0427 0,0334 maximum 0,1554 0,2091 0,2599 0,3365 0,1846 0,2977 kvartil. rozpětí 0,0185 0,0160 0,0153 0,0192 0,0149 0,0123 rel. kv. odchylka 0,1938 0,1706 0,1848 0,2105 0,1863 0,1990

30

Graf 8a: Porovnání podílu relativních výdajů na poštovní služby a telekomunikace vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 8b: Porovnání podílu relativních výdajů na poštovní služby a telekomunikace vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

31

Tabulka 13a: Podíl výdajů na rekreaci a kulturu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka




nízký


0,0000 0,0644 0,0758 0,2754

0,0023 0,0803 0,0890 0,3354

0,0056 0,0949 0,1058 0,4944

0,0130 0,1038 0,1159 0,4038

0,0000 0,0633 0,0872 0,6986

0,0015 0,0700 0,0840 0,4887

0,0033 0,0784 0,0903 0,5919

0,0064 0,0711 0,0848 0,4727

0,0238 0,1802

0,0295 0,1781

0,0353 0,1782

0,0402 0,1855

0,0257 0,1963

0,0300 0,1991

0,0330 0,1999

0,0320 0,2049

Tabulka 13b: Podíl výdajů na rekreaci a kulturu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová minimum 0,0000 0,0056 0,0130 0,0000 0,0033 0,0064 medián 0,0708 0,0898 0,1035 0,0668 0,0775 0,0736 průměr 0,0820 0,1019 0,1139 0,0830 0,0897 0,0866 maximum 0,3354 0,4944 0,4038 0,6986 0,5919 0,4727 kvartil. rozpětí 0,0275 0,0330 0,0408 0,0287 0,0321 0,0335 rel. kv. odchylka 0,1802 0,1729 0,1913 0,1980 0,1972 0,2072

32

Graf 9a: Porovnání podílu relativních výdajů na rekreaci a kulturu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 9b: Porovnání podílu relativních výdajů na rekreaci a kulturu vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

33

Tabulka 14a: Podíl výdajů na vzdělávání vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka




nízký


0,0000 0,0000 0,0029 0,1130

0,0000 0,0000 0,0041 0,1539

0,0000 0,0000 0,0059 0,1859

0,0000 0,0000 0,0059 0,1936

0,0000 0,0000 0,0048 0,2932

0,0000 0,0000 0,0040 0,1473

0,0000 0,0000 0,0051 0,1570

0,0000 0,0000 0,0045 0,1438

0,0000 -

0,0009 0,5000

0,0027 0,5000

0,0013 0,5000

0,0000 -

0,0009 0,5000

0,0022 0,5000

0,0010 0,5000

Tabulka 14b: Podíl výdajů na vzdělávání vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová minimum 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 medián 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 průměr 0,0032 0,0058 0,0057 0,0038 0,0051 0,0045 maximum 0,1539 0,1859 0,1936 0,2932 0,1570 0,1438 kvartil. rozpětí 0,0000 0,0024 0,0018 0,0000 0,0020 0,0014 rel. kv. odchylka 0,5000 0,5000 0,5000 0,5000

34

Tabulka 15a: Podíl výdajů na stravování a ubytování vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka



nízký


nízký

0,0000 0,0194 0,0410 0,5384 0,0254 0,4887

0,0000 0,0137 0,0431 O,3513 0,0283 0,3706

0,0000 0,0207 0,0443 0,5796 0,0270 0,4895

0,0000 0,0463 0,0538 0,2966 0,0251 0,2579

0,0000 0,0490 0,0556 0,3091 0,0237 0,2361

středně středně vysoký nízký vysoký 0,0000 0,0295 0,0403 0,3510 0,0255 0,3734

0,0000 0,0371 0,0450 0,3908 0,0222 0,2748

0,0000 0,0337 0,0397 0,2817 0,0178 0,2432

Tabulka 15b: Podíl výdajů na stravování a ubytování vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová minimum 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 medián 0,0262 0,0425 0,0497 0,0261 0,0355 0,0362 průměr 0,0403 0,0509 0,057 0,0402 0,044 0,0426 maximum 0,5384 0,3513 0,3091 0,5796 0,3908 0,2817 kvartil. rozpětí 0,0271 0,0262 0,0239 0,0269 0,0230 0,0193 rel. kv. odchylka 0,4369 0,2866 0,2320 0,4462 0,2941 0,2490

35

Graf 10a: Porovnání podílu relativních výdajů na stravování a ubytování vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 10b: Porovnání podílu relativních výdajů na stravování a ubytování vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

36

Tabulka 16a: Podíl výdajů na ostatní zboží a služby vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl Finanční potenciál minimum medián průměr maximum kvartilové rozpětí rel. kv. odchylka

k celkovým výdajům nízký 0,0060 0,0586 0,0675 0,2262 0,0285 0,2304



0,0091 0,1049 0,1107 0,4696 0,0322 0,1495

0,0120 0,1173 0,1234 0,3639 0,0325 0,1371

nízký 0,0055 0,0580 0,0772 0,7430 0,0321 0,2604


0,0071 0,0861 0,0923 0,5159 0,0281 0,1578

0,0033 0,0829 0,0882 0,2753 0,0252 0,1454

Tabulka 16b: Podíl výdajů na ostatní zboží a služby vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008] Podíl k celkovým výdajům k celkovým příjmům Typ nízkostředněvysokonízkostředněvysokodomácností příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová příjmová minimum 0,0013 0,0091 0,012 0,0012 0,0071 0,0033 medián 0,0659 0,1003 0,1167 0,0608 0,0838 0,0849 průměr 0,0756 0,1054 0,1215 0,0762 0,0907 0,0904 maximum 0,2940 0,3451 0,4696 0,7430 0,3675 0,5159 kvartil. rozpětí 0,0303 0,0318 0,0331 0,0316 0,0287 0,0265 rel. kv. odchylka 0,2102 0,1559 0,1412 0,2346 0,1656 0,1496

37

Graf 11a: Porovnání podílu relativních výdajů na ostatní zboží a služby vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – dělení dle násobků hranice chudoby. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

Graf 11b: Porovnání podílu relativních výdajů na ostatní zboží a služby vztaţených k celkovým výdajům a celkovým příjmům domácností – kvartilové rozpětí. [Zdroj dat: SRÚ 2008]

38

Struktura výdajů v závislosti na finančním potenciálu domácností Structure of expenditures in dependence on the financial power of households

Recommend Documents