Автореферат (Анализ функции потребления российских домашних хозяйств на основе микроданных), страница 3

л. (вклад автора 4,9 п. л.). Из них одна статьяопубликована в зарубежном журнале, индексируемом в базах научногоцитирования Scopus и Web of Science, пять статей опубликованы в российскихрецензируемых журналах, рекомендованных ВАК Министерства образованияи науки РФ.13ㅤСтруктура исследованияДиссертационная работа состоит из введения, четырех глав, заключения,приложений и списка литературы из 142 наименований. Общий объем работы:129 страниц основного текста и 29 страниц приложений.2.

ОСНОВНЫЕ ПОЛОЖЕНИЯ ДИССЕРТАЦИИАнализ предпочтений домашних хозяйств требует подробного изучениятеоретических основ существующих моделей и особенностей оценкипараметров моделей, а также полученных ранее результатов практическихисследований. Для этого в первой главе представлен обзор теоретических иэмпирическихисследований,посвященныхмоделированиюиэконометрической оценке параметров предпочтений домашних хозяйств.В параграфе 1.1 приводится описание эволюции теоретических идей,являющихся основой моделирования динамики потребления домашниххозяйств; обсуждаются проблемы, возникающие при эмпирической проверкегипотез.В основе концепции сглаженного потребления лежит предпосылка отом, что экономические агенты распределяют свое потребление во времени вответ на ожидаемое изменение ставки процента с целью максимизироватьполезность в течение всей жизни: Et (U t Ft )  max с учетом бюджетногоctограничения Wt 1  (Wt  ct ) Rt 1 , где Et — математическое ожидание, взятоеусловно на всю имеющуюся у домохозяйства информацию Ft в моментвремени t, U t =   u(ct  )— полезность домохозяйства в момент времени t, =0ct  — реальное потребление через  периодов, 0    1 — субъективныйдисконтный фактор, u () — полезность домохозяйства в одном периоде,JWt  0 — богатство домохозяйства в момент времени t, Rt 1    j ,t R j ,t 1 —j 1валовой реальный доход всех активов, входящих в портфель домохозяйства в14период с t до t+1, R j ,t 1  1  r j ,t 1 — валовой доход j-го актива, входящего впортфель домохозяйства в период с t до t+1 по ставке r j ,t 1 ,  j,t — вес j-гоактива в портфеле, j =1 j ,tJ= 1.Решая задачу оптимизации для домохозяйства, получим условие надинамику потребления, которое называется уравнением Эйлера, для всегобогатства домохозяйства (1) и для любого отдельного актива (2):Для u (ct 1 )Et  Rt 1  1 Ft  = 0 u (ct )(1) u(ct 1 )Et  R j ,t 1  1 Ft  = 0, j = 1, , J . u(ct )(2)оценкипараметровуравненияЭйлера,необходимоспецифицировать функцию полезности.

В случае использования функцииполезностиспостояннойэластичностьюмежвременногозамещения   ct1 U t = Et   F  , уравнение (1) упрощается до: = 0 1   t   c  t1 Rt 1  1 Ft  = 0,Et  ct (3)где   0 — относительный коэффициент неприятия риска Эрроу-Пратта,который в такой постановке задачи обратно пропорционален эластичностимежвременного замещения 1  . Оба этих параметра показывают кривизнуфункции полезности, но имеют различную интуитивную интерпретацию.Параметр  отражает отношение к риску: чем выше  , тем большедомохозяйство не любит неопределенности.

Эластичность межвременногозамещения показывает, как домохозяйства изменяют свое потребление в ответна ожидаемые изменения реальной процентной ставки и отражает силу связимежду процентной ставкой и ростом потребления.15В данном диссертационном исследовании внимание сосредоточено наоценках параметрови , поскольку они являются ключевымипараметрами, которые и определяют динамику потребления домашниххозяйств в рамках модели.Отчасти выбор данной спецификации модели обусловлен обеспечениемсопоставимости результатов исследований и простотой интерпретациирезультатов.

Однако при разработке модели, описывающей динамикупотребления домохозяйства для экономик с возможными ограничениямиликвидности (например, для развивающихся стран), важно учитывать тотфакт, что более общий вид функции полезности в рекурсивной формеЭпштейна-Зина (1989) предполагает торгуемость всех активов, в том числе ичеловеческого капитала. При помощи имитационного моделирования пометоду Монте-Карло в параграфе 1.2 проведена калибровка модели дляпростого случая с двумя активами.

Показано, что если в портфель входитнеторгуемый актив, то уравнение Эйлера в форме Эпштейна-Зина для любогоактива и в целом для всего портфеля выполняться не будет. При наличиинеторгуемого актива, уравнение динамики потребления будет выполнятьсятолько для функции полезности с постоянной эластичностью и только дляторгуемых активов в портфеле, что обуславливает выбор данного видапредпочтений для дальнейшего исследования.В параграфе 1.2 дополнительно обсуждаются проблемы эмпирическойоценки параметров уравнения динамики потребления. В условиях отсутствияконсенсуса относительно оптимального метода эмпирического тестированиямодели и того, каким должно быть значение параметров функциипотребления, важно учитывать все возможные факторы, которые могутповлиятьнаоценкуключевыхпараметровпредпочтений.Факторы,определяющие гетерогенность оценок, в исследовании условно разделены надве группы: естественные (поведенческие), связанные с существующейнеоднородностью домашних хозяйств, и методологические, включающие в16себя способы описания предпочтений домашних хозяйств, разные источникиданных и их типы, различные методы оценки моделей.В параграфе 1.3 обсуждаются различные подходы к понятиюпотреблениятоваровнедлительногопользованияиописываютсяㅤособенности используемой вㅤ исследованииㅤ базы данных RLMS-HSE всравнении с другими наиболее распространенными базами данных.Во второй главе исследуются некоторые особенности динамикипотребления домашних хозяйств в России, в частности, проводится проверкагипотезы сглаженного во времени потребления, так как многие зарубежныеэмпирические исследования не находят подтверждения теории оптимизациипотребления во времени.

В качестве объяснения предлагаются две возможныепричины. Во-первых, С. Зельдес (1989) показал существование проблемыограниченногодоступаэкономическихагентовкрынкукапитала,невозможность занимать и давать в долг по одной и той же ставке, наличиенеторгуемых активов (ограниченная ликвидность) и, во-вторых, отмеченнаяД.

Ранклом (1991) «недальновидность» агентов.Многие авторы предполагают, что поведение экономических агентовносит эвристический характер и для принятия решения о потреблении онимогут применять простые эмпирические правила, полагаясь только на уровеньтекущего дохода. Следуя подходу, предложенному Дж.

Кэмпбеллом иГ. Мэнкью (1990), в параграфе 2.1 построена теоретическая модель,основанная на предпосылке о том, что домохозяйства могут выбирать уровеньтекущего потребления как на основе уравнения Эйлера, так и на основеэмпирического правила, в соответствии с которым в каждом периодепотребляется некоторая постоянная часть текущего дохода. Возникающая прииспользовании дезагрегированных данных проблема ошибок измерениярешается при помощи линеаризации модели (4) и объединения домашниххозяйств в когорты по доходу, наличию сбережений, уровню образования,возрасту и наличию детей дошкольного17возраста.Поэтому модель,описывающая динамику потребления репрезентативного домохозяйства из тойили иной когорты, выглядит следующим образом:p~Et  g~tc1  Rt 1  (1  p) g~ty1  B Ft  = 0,(4)где 0  p  1 — степень рациональности домохозяйства: если p=1, то текущеепотребление совпадает с оптимальным; если p=0, то потребление полностьюопределяетсятекущимдоходом;g~tc1 = g tc1/g c  1 ,~ y = g y /g y  1gt 1t 1и~Rt 1  Rt 1 R  1 — процентные отклонения переменных от стационарныхзначений g c , g y и R для темпа роста потребления, темпа роста дохода иставки процента соответственно; g tc1 = ct 1/ct и g ty1 = yt 1/yt — темпы ростапотребления и дохода соответственно; Rt 1  1  rt 1 , а rt 1 — реальная ставкапроцента между периодами t и t+1, по которой домашнее хозяйство можетинвестировать и брать в долг денежные средства, B — константа.Впараграфетестирования2.2приводитсярассматриваемойметодологиямоделисучетомэконометрическогоошибокизмерения.Уравнение (4) позволяет получить оценки параметров модели на основедвухшагового оптимального обобщенного метода моментов.

На первом шаге вкачестве весовой матрицы выбирается единичная матрица. На втором шагеоценивается ковариационная матрица условий на моменты  , и в качествевесовой матрицы используется обратная к ней. Предполагая, что ковариациямежду условиями на моменты не зависит от выбора когорт, можно улучшитьоценку матрицы  . Для этого ̂ ij определяется как блок матрицы ̂ ,отражающий ковариацию условий на моменты для когорт i и j. Тогда дляслучая~ ij =i< jболееэффективнойоценкойданногоблокабудетN N1ˆ lm , усредняющая оценки для всех возможныхN ( N  1)/2 l =1m=l 1комбинацийкогорт.Дляi  j:случая181 Nˆ~ ij = llN l =1и,таккакматрица ̂ симметричная, для случая~~i > j получим ij  ij .

Притестировании модели в качестве оценки ковариационной матрицы условий на~~моменты используется матрица  , составленная из блоков ij .С помощью имитационного моделирования методом Монте-Карло,~основанном на 10000 симуляций, показано, что предложенная матрица (HAC Improved) позволяет получить менее смещенные и более эффективныеоценки параметров уравнения Эйлера по сравнению с обычной матрицей(Simple) и с матрицей, учитывающей автокорреляцию в форме Ньюи-Веста(HAC).