Автореферат (1138205), страница 3

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 3)

Оба этих массива статистическойинформации используются нами совместно при исследовании вопроса оналичии значимой дифференциаций цен покупок для различных категорийдомохозяйств, в том числе дифференцированных по доходу. Фактически дляэтогонеобходимаинформацияобиндивидуальныхценахпокупок.Официальные данные ОБДХ не предоставляют такую открытую информацию.Поэтому для целей диссертационного исследования была разработанаспециальная процедура совместного использования информации из двухвыборок,котораяпозволяетдополнитьофициальныеданныеОБДХинформацией о ценах покупок продуктов питания из RLMS.Произведена проверка выдвинутого предположения о зависимости ценпокупок от уровня доходов.

Для корректного определения уровня цен покупокв рамках такого предположения и описанных проблем с индивидуальнымиценами обоснованным выглядит расчет групповых индексов цен. Предлагаетсяиспользовать цены покупок единые для групп домашних хозяйств с близкимуровнем расходов/доходов. Выделение таких групп может быть осуществленоразличными способами. В работе реализован достаточно простой механизм,который подтвердил свою состоятельность и устойчивость при применении кданным разных лет. Выделялось заранее определенное число равных по числучленов групп домохозяйств на основе ранжирования наблюдений в выборке поуровню общих расходов на одного члена домохозяйства.Предполагается, что выделяемые таким способом группы потребителейявляютсяотносительнорассматриваемойзадачиоднороднымивыявления11ипредставительнымидифференциацииценпокупокдляпоукрупненным позициям продовольственных товаров в зависимости отпоказателей, определяющих их потребительское поведение.

В числе достоинствтакого механизм стоит назвать простоту реализации и гибкость, позволяющиелегко менять число групп, выбирать показатель, по которому происходитранжирование, а также применять его к выборкам любого размера. В процессемоделирования рассматривались и другие показатели, по которым проводилосьделение на группы – в том числе сумма расходов домохозяйства на питание, атакже варьирование границ. Общим выводом является достаточно высокаяустойчивость результатов к изменениям в процедуре выделения групп.Проведенный анализ показал, что существует устойчивая зависимостьмежду средними ценами покупок продуктов питания и благосостоянием семьи.В рамках сделанных предположений уровень дохода характеризовался суммойдушевых расходов на покупку продуктов питания или суммой общих расходовна члена домохозяйства.

При разбиении на расходные группы оказывается, чтосредние цены покупок продуктов питания растут по мере роста общей суммырасходов(доходов).То,чтоценыпокупоксвязаныименносдоходной/расходной характеристикой домохозяйства (в данном случае –суммой расходов на питание или общей суммой расходов) свидетельствует отом, что потребители выбирают цены, по которым приобретают товары,учитывая параметры последних (качество, сервис и т.д.)В контексте выдвинутой гипотезы эндогенности цен, то есть их выборапри реализации спроса, обнаруженная зависимость между средними ценамипокупок и уровнем благосостояния является решающим аргументом в пользупринятия данной гипотезы.

Анализ микроэкономических данных показывает,что цены покупок, в отличие от цен предложения не являются одинаковыми изаданными экзогенно для разных категорий населения.В рамках поставленной задачи на основе доступной информации опараметрах обеих выборок разработан и реализован механизм, позволяющий спомощью оценок «восстановить» динамику цен на продукты питания дляданных ОБДХ. Такой механизм позволил использовать данные RLMS о ценах12покупок совместно с данными ОБДХ, и при этом учесть различия в параметрахвыборок, осуществив необходимую корректировку результатов, полученныхдля RLMS. Структура выборок представляется очень близкой друг к другу, чтодает основания для проведения такого оценивания.

Корректировка на различияпараметров позволяет сделать оценку индексов цен покупок более надежной.Такое «перенесение» индексов цен покупок продуктов питания можетосуществляться несколькими принципиально разными путями. В качествеосновного в работе рассмотрен способ заимствования индексов из RLMS длявыборки ОБДХ с учетом корректировки индексов цен на, пусть и незначительные, но существующие отличия в характеристиках расходных групп вдвух выборках. Для реализации такого механизма была оценена регрессионнаямодель индекса цен покупок продуктов питания по группам населения,выделенным по уровню расходов на одного члена домохозяйства, отпараметров выборки.

Рассматривались различные спецификации моделей, как собщими коэффициентами для разных лет, так и с переменными, различныефункциональныеформы(линейная,логарифмическая,смешанная),использовался метод главных компонент, а также разные нормировки.Основнаяпроблемасвязанасмалойдлинойвыборкиивысокойкоррелированностью факторов. В такой ситуации стандартные методыпроверки значимости факторов не вполне применимы.В итоге была выбрана спецификация, в которой данные за разные годырассматривались как панель (уравнение (1)). То есть при оценке регрессии дляразложения межгруппового индекса цен по факторам все коэффициенты кромесвободных членов полагались равными для разных лет, а отличие заключалосьлишь в значении констант (временных эффектов). Естественно, такая модельявляется несколько ограничивающей, однако характеризуется лучшимистатистическими свойствами.(1) ln(IPF(s;t))=const(t)+0,32·ln(fam(s;t))-0,12·ln(food_sh(s;t))+0,17·ln(serv_sh(s;t))+0,26·ln(ex(s;t)),R2=0,973(0,07)(0,09)(0,04)(0,03)s = 1, …, 10 – номер группы, t = 2002, …, 2010 – год; в скобках указаны стандартныеотклонения оценок коэффициентов;13fam(s;t) – среднее по группе число человек в д/х (взрослых и детей);food_sh(s;t) – средняя по группе доля расходов на питание в д/х;serv_sh(s;t) – средняя по группе доля расходов на услуги в д/х;ex(s;t) – средние по группе расходы на одного члена д/х.На следующем этапе были рассчитаны межгрупповые индексы ценпокупок продуктов питания для ОБДХ путем подстановки в уравнениерегрессии соответствующих параметров для доходных групп.

Выбор моделиопределялся также исходя из интерпретации полученных результатов.Рассчитанные значения индексов близки при использовании разных моделей,что косвенно свидетельствует в пользу обоснованности метода с учетом целейиспользования полученных индексов цен. Численные значения оценоккоэффициентов, полученные в предположении такой панельной структуры ибез нее (то есть с постоянным набором факторов для всех лет, но разнымизначениями коэффициентов) оказались качественно и численно близки. Этопозволило остановиться на модели (1), имеющей лучшую интерпретацию.Такая процедура может быть легко обобщена на случай большего числаобъясняемых параметров, если такая информация будет в обеих выборках, длякоторых производится «имплантация» индексов, или модифицирована длядругого способа выделения однородных групп домашних хозяйств.В Главе 3 детально характеризуются указанные выше расчеты иинтерпретируются их результаты.

Предлагаемый ниже достаточно простоймеханизмпозволяетнаосновеимеющихсяданныхоценитьдифференцированную по доходу продовольственную инфляцию.Вводятся следующие обозначения:s=1,…n – номер доходной группы в рассматриваемой модели;n – общее число групп (в данной модели рассматривалось только n=10);i=1,2,3 – категория расходов домохозяйства: расходы на покупку продуктовпитания (i=1), расходы на покупки непродовольственных товаров (i=2) 3 ирасходы на услуги (i=3);Питание вне дома и алкоголь относятся к продовольствию, а табак – к непродовольственнымтоварам.314t=1,…,T – номер периода времени (года);pt(i,s) - уровень цен покупок товаров (услуг) i-ой категории в период t для s-ойдоходной группы (в модели не определяется); p (i,s) I t (i,s)  ln  t – логарифм межвременного индекса цен покупок товаровp(i,s) t 1(услуг) i-ой категории между периодами t-1 и t для s-ой доходной группы; pt (,s)  – логарифм общего межвременного индекса цен покупок pt 1(,s) I t (,s)  ln между периодами t-1 и t для s-ой доходной группы по всей корзине товаров иуслуг; pt (i, )  – логарифм межвременного индекса цен покупок товаровp(i,)t1I t (i, )  ln (услуг) i-ой категории между периодами t-1 и t для всей совокупностипотребителей (среднего по доходным группам); pt (, )  – логарифм общего межвременного индекса цен покупок по pt 1(, ) I t (, )  ln всей корзине товаров и услуг между периодами t-1 и t для всей совокупностипотребителей (среднего по доходным группам);wt(i,s) – доля покупок товаров (услуг) категории i в общей структуре расходов sой доходной группы в периоде t ( i 1 wt  i,s   1 );3 pt (1,s)  - логарифм межгруппового базисного индекса цен покупокp(1,1) ta t (1,s)  ln продуктов питания для t-го периода для s-ой группы, полученный в результате«переноса» результатов RLMS на ОБДХ;Очевидно, выполнено следующее соотношение:(2)a t 1,s  a t1 1,s   I t 1,s   I t 1,1 ,s  2,,n.Тогда можно выразить значение межвременного индекса цен для s-ойгруппы It(1,s) следующим образом:(3)I t 1,s   a t 1,s   a t1 1,s   I t 1,1 ,15Далее необходимо связать динамику межвременных индексов цен погруппам It(1,s) с общим межвременным индексом цен покупок продуктовпитания It(1,·), который может трактоваться, например, как ИПЦ попродовольственным товарам.

Характеристики

Список файлов диссертации