Диссертация (1137962), страница 13
Текст из файла (страница 13)
Авторы предположили, что расходы домохозяйства наздравоохранение могут рассматриваться как частные блага.Параметры i и εi могут быть выведены по данным обследованиядомохозяйств с помощью уравнения Уоркинга-Лесера:Rwi i i ln x irar i(14)r1где wi это доля расходов на i-ое благо, x это расходы домохозяйстваи ar это число индивидов с r-ыми характеристиками в домохозяйстве; εi этоошибка.Из уравнения (14):i 1 ir iwi ,(15) irarwi ,(16)Уравнения (15 и 16) рассчитываются исходя из средних wi и ar.Если i*<1, i-ое благо имеет экономию на масштабе, если i*=1, i-оеблагоявляетсяполностьючастным;i*>1означаетприсутствиедезэкономии на масштабе в потреблении; а i*<0 означает, чтодомохозяйство снижает свои расходы с ростом размера.104НедостаткомметодаЭнгеляиспецификации,предложеннойН.Каквани и Х.Сон, является измерение благосостояния домохозяйства спомощью прокси43.
В качестве альтернативного подхода применяетсясамооценка респондента, которая позволяет измерить благосостояниеиндивида напрямую. Критика данного метода состоит в том, чтосамооценкауровняблагосостоянияскорееотражаетлатентныепсихологические факторы, а не экономическое благосостояние индивида(Lokshin and Ravallion, 1999).Таким образом, не существует единого мнения о том, какой изметодов предпочтительней для измерения экономии на масштабе.Различныеметодикирасчетаэкономиинамасштабеимеюткакпреимущества, так и недостатки. Далее на данных РМЭЗ-ВШЭ за 19942011 гг.
мы будем оценивать размер экономии на масштабе, используя всеосновные техники, описанные в этом параграфе.Эмпирическое оценивание параметров экономии на масштабе впотреблении российских домохозяйствМы начинаем с метода Энгеля и оцениваем уравнение (12).Приложение2Таблица1представляет описательную статистикуиспользуемых переменных. Мы рассматриваем влияние эффекта масштабана бедность отдельно от влияния эффекта композиции, поскольку эти двапонятия имеют «разную природу» (Lanjouw et al., 1998).43Доля расходов на продукты питания в методе Энгеля и доля расходов на различныеблага в методе Каквани и Сон.105Поскольку расходы домохозяйства подвержены ошибкам измерения,то существует проблема эндогенности, которая может приводить ксмещению полученных оценок44.
Метод инструментальных переменныхможет быть использован для борьбы со смещением, вызванным ошибкамиизмерения. А.Дитон и С.Паксон использовали подушевой денежный доходдомохозяйства как инструмент для подушевых расходов, поскольку доходвысококоррелировансподушевымирасходами,ноизмеряетсянезависимо.Мы следуем подходу А.Дитон и С.Паксон и инструментируемлогарифм подушевых расходов логарифмом подушевых доходов45.Несмотря на то, что стандартные ошибки доходов также могут включатьошибки измерения, мы полагаем, что ошибки измерения доходов ирасходов некоррелированы друг с другом. Наш инструмент оказалсявысоко значимым в первом шаге (p-value <0.01).Оценка параметра экономии на масштабе варьируется от 0.5 в 2005до 0.7 в 1995 (Рисунок 12).
Результаты также показывают отсутствиетренда в динамике экономии на масштабе масштаба. На протяжении всегопериода мы можем на 5 процентном уровне значимости отвергнуть44От 30 до 60 процентов вариации расходов могут объясняться ошибками измерения(Luttmer, 2000).45При определении денежного дохода домохозяйства по данным РМЭЗ-ВШЭ мывычитаем денежный эквивалент продуктов питания, произведенных в домашнемхозяйстве.106нулевую гипотезу о том, что θ равна единице, в пользу существованиястатистически значимой экономии на масштабе в потреблении.Методология оценки экономии на масштабе также страдает отпроблемыненаблюдаемойгетерогенности.Существуетмножествофакторов (например, предпочтения домохозяйства), которые влияютодновременно и на общие расходы, и на долю расходов на питание, чтовызывает смещение оценок.
Панельные данные РМЭЗ-ВШЭ позволяютпроследить за одним и тем же домохозяйством, меняющим состав, иоценить экономию на масштабе, «очищенную» от ненаблюдаемых.8.7.6.5.4.3.220112010200920082007200620052004200320022001200019981996199519940.1Параметр экономии на масштабе Theta.91факторов, постоянных во времени (модель с фиксированными эффектами).Примечание: Доверительные интервалы рассчитаны с помощью дельтаметода.107Рисунок 12 - Динамика параметра экономии на масштабе () по методуЭнгеля (метод инструментальных переменных)Представляется интересным сравнить результаты, полученные покросссекционным данным, с результатами, полученными в регрессионноймодели с фиксированными эффектами. Мы оценили уравнение (12),используя 16 волн обследования РМЭЗ-ВШЭ с 1994 по 2011 годы, иполучили статистически значимую экономию на масштабе, оценкапараметра которой равна 0.5.
Учитывая высокую степень выбываниядомохозяйств из панели, неслучайный отбор в панель будет существенносмещать полученные оценки. Поскольку вероятность домохозяйстваостаться в панельном опросе нелинейно возрастает с ростом размерадомохозяйства (Абанокова и Локшин, 2014), данный метод будетпереоцениватьразмерэкономиинамасштабе.Учитываясильноеистощение выборки РМЭЗ-ВШЭ, мы полагаем, что минусы от смещения,вызванного неслучайным отбором в панель, перевешивают плюсы отустранениясмещения,вызванногоненаблюдаемойгетерогенностьюдомохозяйств.
Таким образом, первоначальные оценки, полученные сиспользованием кроссекционных данных РМЭЗ-ВШЭ, являются болеепредпочтительным результатом.Далее оцениваем экономию на масштабе по методу Н.Каквани иХ.Сон. Чтобы определить зависимые переменные в уравнении (14), мы108выделили 12 групп расходов: 1) питание дома; 2) питание вне дома46; 3)бытовые услуги; 4) одежда и обувь; 5) топливо и газ; 6) транспортныеуслуги и связь; 7) жилье; 8) здравоохранение и образование; 9) предметыдомашней обстановки; 10) электрическая и бытовая техника; 11)недвижимое имущество; 12) другое.Поскольку ошибки в полученных уравнениях скоррелированы47,система из 11 уравнений оценивается с помощью метода внешненесвязанных регрессий Зельнера (1962), а оценки последнего уравнениявыводятся алгебраически (Zellner, 1962). Оценивание уравнений без учетаодновременной корреляции ошибок ведет к неэффективности полученныхоценок.Приложение 2 Таблица 2 представляет описательную статистикузависимых переменных.
Расходы на продукты питания составляют неменее 40 процентов от общего бюджета российских домохозяйств, вторымпо величине идут расходы на оплату жилья (до 15 процентов), остальныегруппы расходов не превышают 10 процентов. При оценивании общегопараметра экономии на масштабе (*) мы предполагаем, что расходы наздравоохранение и образование являются полностью частным благом.46Мы разделяем расходы на питание дома и вне дома, поскольку считаем, что питаниевне дома является частным благом, тогда как для питания дома свойственна экономияна масштабе в приобретении, хранении и приготовлении еды (Vernon, 2004).47Ненаблюдаемые факторы, которые влияют на ошибки одного уравнения, будутвлиять и на ошибки другого109Оценки представлены в Таблице 1548.
Величина параметра *варьируется от 0.47 в 1994 до 1.2 в 1996 году. Статистически значимаяэкономия на масштабе сохраняется для 2005, 2006 и 2011 годов. Самаябольшая экономия на масштабе была обнаружена в расходах на оплатужилья.Несмотря на то, что продукты питания и одежда традиционносчитаются частными благами, результаты говорят о том, что онипредоставляют экономию на масштабе (питание дома – 0.8 (значим),одежда и обувь – 0.8 (значим) в 2011 году).Экономия на масштабе также присутствовала в расходах натранспортные услуги и связь (0.6 (значим) в 2011 году), предметыдомашней обстановки и электрической и бытовой техники (домашняямебель – 0.7 (не значим), электроника и бытовая техника – 0.9 (не значим)в 2011 году), а также в расходах на жилье (0.4 (значим) в 2011 году).48Чтобы проверить гипотезу о существовании значимой экономии на масштабе, мыследуем подходу Н.Каквани и Х.Сон и вычисляем стандартные ошибки с помощьюпроцедуры бутстрапа.
В целях упрощения, мы используем 500 репликаций.110Таблица 15 - Оценка индексов экономии на масштабе по методу Каквани и СонСпецифическийиндекс (φi*)1994199519961998200020012002200320042005200620072008200920102011Питание дома0,503(0,294)1,085(0,190)1,199(0,150)0,903(0,135)0,888(0,105)1,043(0,093)0,922(0,080)0,830(0,066)1,037(0,070)0,764(0,060)0,782(0,059)0,888(0,057)0,885(0,055)0,880(0,058)0,945(0,043)0,801(0,050)Питание внедома0,269(0,436)1,031(0,333)1,014(0,296)0,367(0,265)0,831(0,221)0,835(0,181)1,170(0,194)1,212(0,148)1,576(0,153)0,964(0,149)0,886(0,143)0,845(0,141)1,041(0,153)0,905(0,143)1,114(0,104)1,001(0,114)Бытовые услуги0,389(0,581)1,396(0,428)1,707(0,389)0,842(0,303)1,433(0,298)1,594(0,244)1,316(0,239)0,996(0,209)1,583(0,203)1,217(0,217)0,992(0,166)1,418(0,207)1,569(0,188)1,050(0,196)1,453(0,170)1,205(0,158)Топливо и газ1,086(0,462)1,939(0,366)2,099(0,291)1,301(0,312)1,776(0,229)1,970(0,182)1,841(0,186)1,706(0,143)1,825(0,157)1,647(0,151)1,290(0,171)1,649(0,167)1,441(0,145)1,324(0,131)1,643(0,105)1,370(0,109)Транспортныеуслуги и связь0,440(0,306)1,123(0,280)1,143(0,247)0,690(0,192)0,851(0,188)0,961(0,145)0,838(0,126)0,838(0,110)0,959(0,112)0,778(0,097)0,644(0,089)0,744(0,077)0,765(0,080)0,666(0,078)0,696(0,064)0,626(0,064)Жилье0,046(0,196)0,641(0,185)0,857(0,156)0,677(0,143)0,586(0,118)0,659(0,094)0,680(0,088)0,589(0,081)0,884(0,084)0,514(0,078)0,429(0,073)0,541(0,068)0,549(0,060)0,529(0,072)0,525(0,051)0,417(0,056)Одежда и обувь0,523(0,394)1,299(0,267)1,402(0,215)1,025(0,204)0,987(0,164)0,916(0,137)1,147(0,128)0,987(0,104)1,241(0,108)0,882(0,104)0,844(0,102)0,927(0,097)1,071(0,105)1,016(0,099)0,989(0,073)0,832(0,079)Здравоохранение и образование1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)1,000(0,000)0,2730,7682,1020,4831,5181,9550,9730,7531,7090,8170,8981,3171,2731,0871,5900,749(0,723)(0,593)(0,603)(0,511)(0,482)(0,403)(0,288)(0,276)(0,265)(0,251)(0,241)(0,263)(0,254)(0,247)(0,208)(0,214)0,2901,2121,0840,1030,9811,4281,4031,1721,5080,9530,7390,9850,9781,1830,9800,886(0,546)(0,518)(0,397)(0,449)(0,420)(0,297)(0,240)(0,229)(0,188)(0,198)(0,178)(0,144)(0,150)(0,179)(0,150)(0,131)-0,160(1,292)3,415(1,316)3,451(1,168)0,334(0,700)1,870(1,213)1,655(0,811)2,601(0,644)2,037(0,516)3,109(0,578)1,410(0,709)1,500(0,730)2,855(0,629)3,016(0,979)2,710(0,601)2,690(0,631)2,334(0,702)ПредметыдомашнейобстановкиЭлектрическаяи бытоваятехникаНедвижимоеимущество111Прочие0,018(0,946)1,898(0,907)2,365(0,752)1,061(0,604)0,791(0,738)2,568(0,503)3,088(0,642)2,452(0,524)3,370(0,540)2,058(0,437)1,990(0,390)2,467(0,383)2,465(0,576)2,205(0,408)2,197(0,431)1,392(0,398)0,4741,1111,2210,8640,9271,0500,9980,9031,1510,8310,7910,9300,9520,8910,9560,814Общий индекс(0,336) (0,213) (0,161) (0,138) (0,126) (0,103) (0,095) (0,074) (0,074) (0,070) (0,072) (0,065) (0,060) (0,067) (0,054) (0,057)(φ*)Примечание: Модель оценена с помощью метода внешне несвязанных регрессии.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
