Диссертация (Моделирование индексов потребительских цен для доходных групп российских домашних хозяйств (на основе совместного использования информации выборочных обследований и макростатистики)), страница 10

Структуравопросов RLMS состоит из нескольких основных разделов, среди которыхпредставлены, в том числе, данные о расходах (раздел E) и доходах (разделF) домохозяйства. В ряде исследований было показано, что на данных47выборочных обследований домашних хозяйств данных об общих расходах идоходах домашних хозяйств могут довольно значительно расходиться междусобой [78]. Так как для анализа требовались в первую очередь данные орасходах на отдельные виды товаров, то в качестве информации облагосостоянии нами использовалась сумма расходов на все статьи изопросного листа RLMS.Информация о расходах RLMS включает данные о приобретениипродовольственных товаров, расходах на них и количества приобретенныхтоваров (57 позиций) в натуральном выражении (по 56 позициям, данные ожевательной резинке не имеют натурального выражения). Представленыданные о расходах на целый ряд непродовольственных товаров (одежда:детская и взрослая, техника, топливо и т.д.) и услуг.

В силу значительнобольшей дифференциации непродовольственных товаров, а также болеевысокой степени агрегированности для них, так же как и для услуг (поестественной причине сложности измерения соответствующего показателя),приводятся данные о покупках лишь в стоимостном выражении.Для продуктов питания (и только для них) можно получитьиндивидуальные данные о ценах покупок, что позволяет исследоватьзависимость уровня цен покупок от других характеристик, в том числе, отуровня благосостояния (дохода).Данные о расходах на покупку отдельных видов товаров и услугсобираются на основе различных временных горизонтов.

Так, расходы напокупку продовольственных товаров фиксируются лишь за период недели,предшествующей интервью. Это вносит значимый случайный фактор далеко не все (в том числе, регулярно потребляемые) продовольственныетовары покупаются семьей каждую неделю. Таким образом, целый рядпозиций может быть опущен в обследовании при заполнении домашнимхозяйством соответствующего журнала в силу малой длины временногоинтервала. Такие пропуски приводят к значительным различиям структурпокупок для каждой семьи в соседних волнах опроса и значительнозатрудняет межвременные сопоставления.48Покупки большинства непродовольственных товаров фиксируются напротяжении периода в три месяца; для услуг этот горизонт, как правило,равен одному месяцу.

При такой форме опроса (ежегодное интервью)автоматически возникают два эффекта, влияющие на точность получаемыхданных о расходах. Так увеличение рассмотренных выше горизонтов ведет кнеполноте данных, в силу того, что интервьюируемый может просто не точнопомнить все свои расходы несколько месяцев назад и упустить некоторыесущественные траты. Недостаточная длина такого горизонта ведет кпропуску некоторых позиций просто в силу нерегулярности покупок каждойиз них, кроме того, может иметь значения фактор сезонности.Следует иметь в виду также отсутствие вопросов об общей суммерасходов на те или иные категории товаров и раздела «прочие расходы», каквобщем,такипокатегориям(например,прочиерасходынапродовольственные товары).

Хотя список вопросов представляется вполнеисчерпывающим, наличие таких позиций также могло бы нести некоторуюдополнительную информацию. Категория «питание вне дома» представленаочень кратко. Отдельно фиксируется информацию о расходах на эти услугиза неделю. Но суммарные данные о расходах на питание дома и вне дома(уже за месяц) сильно расходятся с суммой соответствующих статей извопросника (расхождение может быть в обе стороны, без системы), чтоговорит о явной неточности собранных в результате опросов данных.В процессе анализа данных RLMS были выявлены две основныепроблемы, которые могут повлиять на результаты и точность оцениванияпараметров любых моделей.

Первая - неполная система ответов. То естьситуация, когда опрашиваемый указывал, что приобретал тот или инойпродукт питания, но «забывал» указать количество или стоимость (или, реже,и то, и другое). Такое искажение занижает общую сумму расходов на неочень значительную величину (порядка одного или нескольких процентов).Вторая проблема, в отличие от первой, носит более содержательный характер(тогда как первая – скорее технический) и может быть названа «рыхлостьюданных». Многие домашние хозяйства, особенно хозяйства с относительно49низким уровнем доходов/расходов, за отчетный период приобретали лишьнебольшую часть номенклатуры всех товарных позиций в опросе – в среднем– 15 позиций (27% от общего числа позиций номенклатуры). Такоеповедение, возможно, связано с коротким горизонтом опроса – одна неделя.«Рыхлость» и наличие явных неточностей в индивидуальных данных RLMS(в том числе, пропуски в ответах) не позволили работать напрямую сисходными данными по отдельным домашним хозяйствам для анализавзаимосвязи уровней доходов/расходов и цен покупок.RLMS по сути своего построения имеет панельную структуру – одни ите де домашние хозяйства наблюдаются в течение нескольких лет и по меревыбытия заменяются новыми.

Так что использование межвременныхсопоставлений более корректно, в том числе для структуры расходовотдельных домашних хозяйств. Такой анализ (на примере 2005-2006 годов)подтверждает выводы о «рыхлости» данных. При горизонте опроса опокупках продуктов питания длиной всего одну неделю для одних и тех жесемейдостаточносильноразличаетсянетолькоструктура,ноиноменклатура покупок в соседних волнах обследования. Так, только 10 семей(из 4 тысяч) полностью повторили свои покупки в двух соседних годах.Среднее значение совпадения составляет 78%.

Хотя это значение непредставляется слишком низким, оно существенно искажает значенияиндексов цен. Вследствие несовпадения номенклатуры покупок семьи в двухпериодах при расчете индекс цен Ласпейреса существенно занижается(значение составляет 0,69 в 2005-06 гг.), а индекс цен Пааше – завышается(значение составляет 2,84 в 2005-2006 гг.).Такое искажение проявляется не только в отклонении индексов отадекватных значений, но и в их соотношении. Из графика (Рисунок 8) видно,что индексы Ласпейреса и Пааше являются очень слабо зависимыми, так чтовыбор индекса может радикально повлиять на выводы о динамике цениндивидуальной продуктовой корзины.50Рисунок 8.

Соотношение индивидуальных индексов цен по данным RLMS2005-2006 гг.При анализе динамики цен и расходов отдельных семей выявляютсянаблюдения с колоссальными разрывами. Так, не только уровень ценпокупок может отличаться в сотни раз для одной семьи двух соседнихпериодах, но и общая сумма расходов, и сумма расходов на питание могутразличаться в 150-170 раз.Описанная «рыхлость», наличие явных неточностей (в том числе,пропусков в ответах) и значительные разбросы в индивидуальных данных непозволяют работать напрямую с исходной информацией по отдельнымдомашним при моделировании структуры расходов. Для анализа имоделирования такой структуры, в том числе для целей прогнозирования,необходимо выделение однородных в смысле уровня расходов или другихпризнаков групп домашних хозяйств.Моделирование и среднесрочное прогнозирование структуры расходовдомашних хозяйств в российской экономике представляется важной задачей,особенно актуальной в период кризиса.

Однако такое моделирование,невозможное без учета микроэкономических факторов на уровне отдельныхсемей или однородных групп, существенно затруднено отсутствиемсвободного доступа к необходимой статистической информации.Для частичного восполнения пробелов в статистике необходимокомбинировать информацию из различных источников, в том числеобъединять результаты ОБДХ и RLMS, что сопряжено с рядом как51технических, так и содержательных проблем.выборочныхпоказателейсвидетельствуетвАнализ индивидуальныхпользунеобходимостиобъединения наблюдений в однородные группы для более корректногомоделированияструктурырасходов.Отдельнойпроблемойявляетсясогласование результатов моделей на уровне выборочных обследований смакростатистикой и распространение их на генеральную совокупность.2.2. Проверка гипотезы эндогенности цен покупок по даннымRLMSБыло выдвинуто предположение о зависимости цен покупок от уровнядоходов.

Для более корректного определения уровня цен покупок в рамкахтакого предположения и в ситуации описанных проблем с расчетоминдивидуальных цен, обоснованным выглядит расчет групповых индексовцен. Предлагается использовать цены покупок, единые для некоторых группдомашних хозяйств с близким уровнем расходов/доходов. Выделение такихгрупп может осуществлять различными способами. В данном случаепредлагается простой механизм, который подтвердил свою состоятельностьпри применении к данным разных лет.

Выделяется заранее определенноечисло равных по количеству домохозяйств групп, на основе ранжированиянаблюдений в выборке по уровню целевого показателя. Для целей полученияиндексов цен покупок продуктов питания таким показателем был выбрануровень расходов на питание в домохозяйстве в пересчете на одногочеловека.Предполагается, что так выделяемые группы потребителей являютсяотносительно однородными и представительными для рассматриваемойзадачи выявления дифференциации цен покупок по укрупненным позициямпродовольственных товаров в зависимости от показателей, определяющих ихпотребительское поведение.