Диссертация (1138206), страница 11

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

Текст из файла (страница 11)

В числе достоинств такого подхода стоитназвать простоту реализации и гибкость, позволяющие легко менять числогрупп, выбирать показатель, по которому происходит ранжирование, а такжеприменять его к выборкам любого размера. В процессе моделирования52рассматривались и другие показатели, по которым проводилось деление нагруппы – в том числе общая сумма расходов. Также проводилосьварьирование границ групп, для исследования вопроса чувствительностивыделенных таким способом групп небольшим отклонениям в их структуре.Общим выводом является достаточно высокая устойчивость результатов кподобным изменениям в процедуре выделения групп.В проведенном анализе по предлагаемой методике использовалисьданные 16-й волны RLMS за 2007 год. Для проверки корректностирезультатов проведенные вычисления были повторены для других лет ирезультатыоказалисьстабильными–отмеченныетенденцииизакономерности подтверждаются в данных за соседние периоды.После исключения незначительного количества наблюдений, непредоставивших данных о своих расходах за отчетный период, исследуемаясовокупность составила 5410 наблюдений с ненулевой суммой расходов напитание.

Для исследования стабильности полученных результатов указаннымспособом - через ранжирование по сумме расходов на питание на одногочлена домохозяйства - было сделано несколько разбиений на группы данныхRLMS за 2007 год: Малое число групп – 10 (по 540 домашних хозяйств в группе), Среднее число групп – 20 (по 270 домашних хозяйств в группе), Большое число групп – 50 (по 106 домашних хозяйств в группе), Наибольшее число групп – 100 (по 53 домашних хозяйств вгруппе).Во всех вариантах разбиения по всем группам были рассчитаныпоказатели суммарных расходов на покупку каждого вида продуктов и ихсуммарное количество. Средние цены были рассчитаны как отношениеобщей суммы расходов на этот товар в группе к приобретенному количеству.На основе этих показателей были рассчитаны 4 основных индекса цен:Ласпейреса (IPL), Пааше (IPP), Фишера (IPF) и Монтгомери (IPM):53(1)IPL  (2)IPP p1q0, p0q0 p1q , p q110IPF  IPL  IPP ,(3)IPM    p1q1  p0 q0  ln( p1 p1q1  p0q0p1q1   p0 q0 (4)p0 )ln( p1q1  p0 q0 )Эти индексы могут интерпретироваться, как «пространственные, таккак все относятся к одному периоду времени, но сравнивают между собойуровень цен в разных группах домашних хозяйств.Рассмотрим последовательно 4 случая разбиения на группы.135%15Индексы цен130%IPL13125%IPP11IPF120%9IPM115%7расходы (правая ось)110%5105%3номер группы100%123456789110Рисунок 9.

Зависимость цен покупок от суммы расходов на питание погруппам (10 групп).На графике (Рисунок 9) изображена межгрупповая динамика четырехиндексов в базовом исчислении для случая разбиения на 10 групп (для IPM иIPF она практически совпала). Под динамикой понимается не отношение ценв разные периоды времени (так все моделирование ведется для одногопериода), а изменение средних цен покупок продуктов питания придвижении от групп с меньшими доходами к группам с большими.

Базисныеиндексы рассчитаны по отношению к первой группе (с самыми низкимирасходами на питание) путем последовательного перемножения цепныхиндексов. Относительное значение расходов отложено по правой оси.54Отметим несколько важных фактов. Все 4 индекса возрастают - то естьпри малом количестве групп гипотеза о том, что больший доход (в данномслучае совокупные расходы на одного члена домохозяйства) ведет к болеевысоким средним ценам покупок в целом подтверждается. Уровень расходовна продукты питания растет значительно большими темпами, чеммежгрупповые индексы цен.

Коэффициент фондов (отношение суммыподушевых расходов на питание 10% самых «богатых» к 10% самых«бедных) составляет 14 раз, а цепные индексы цен на продукты питания натаком диапазоне различаются в среднем лишь на 29%. Такое различиесвидетельствует пользу того, что рост суммы расходов не может бытьобъяснен только дифференциацией цен покупок по рассматриваемымгруппам домашних хозяйств.Гипотетически возможна такая ситуация, что все домашние хозяйства ввыборке потребляют примерно одинаковые количества товаров, но поразным ценам, и все различия в сумме расходов на продукты питания могутобъясняться только разными ценами покупок.

Тогда положительнаявзаимосвязь между уровнем расходов и цен была бы автоматической и оченьпросто свидетельствовала в пользу подтверждения исследуемой гипотезы.Однако, как уже было отмечено, различия в расходах несопоставимо больше,чем различия в ценах покупок и анализ структуры расходов показывает, чтоболее богатые семьи действительно значительно больше тратят на покупкупродовольственных товаров.Межгрупповые индексы цен Фишера и Монтгомери очень практическинеразличимо зависят от душевого расхода на продовольственные товары, чтохорошо согласуется с теорией, и косвенно подтверждает корректностьпостроения индексов. Нетипичной является ситуация, что IPP имеетзавышенную динамику по сравнению с IPL (Рисунок 9).55150%145%140%135%130%125%120%115%110%105%100%26Индексы ценIPLIPPIPFIPMрасходы на питание (пр. ось)2116116номер группы123456789110 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20Рисунок 10.

Зависимость цен покупок от суммы расходов на питание погруппам (20 групп).На графике (Рисунок 10) изображена аналогичная последовательностьмежгрупповых базисных индексов для 20 расходных групп. В целом, уровеньцен, рассчитанный каждым из индексов, растет с ростом расходов, что такжеподтверждает исследуемую гипотезу.

Однако, в данном случае рост уже неявляется монотонным – имеются некоторые группы, для которых происходитснижение индекса. Это означает, что уровень цен в следующей группе (сбольшей суммой расходов на питание) ниже, чем в предыдущей (с меньшейсуммойрасходов),что,видимо,объясняетсяразличиемдругиххарактеристик домашних хозяйств в соседних шруппах. Общий рост уровняцен покупок даже несколько выше, чем в случае 10 групп (33% против 29%по индексам цен Фишера и Монтгомери).

Также различные индексы даютнесколько больший разброс.Рост общего уровня расходов по-прежнему значительно опережает потемпам рост уровня цен по выделенным группамдля рассматриваемогопериода. Более того, он значительно ускоряется с увеличением числа групп,на которые разбивается интервал. 5-процентный коэффициент фондовсоставляет уже 24.Индексы цен Монтгомери и Фишера, как и в предыдущем случае,имеют очень близкую, практически неразличимую динамику. В данномслучае индекс Ласпейреса достаточно значительно опережает индекс Паше,56что согласуется с описанными выше наблюдаемыми особенностями вданных.Наследующемграфик(Рисунок11)представленадинамика«пространственных» индексов цен с ростом суммы душевых расходов напитание для 50 групп.

Видно, что в данном случае получили развитие всеэффекты, которые были отмечены при переходе от 10 групп к разбиению на20 групп.200%190%80Индексы ценIPL180%IPP170%IPF160%IPM150%расходы (пр. ось)70605040140%30130%20120%10110%номер группы100%01 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47 49Рисунок 11. Зависимость цен покупок от суммы расходов на питание погруппам (50 групп).В целом по индексам Фишера и Монтгомери наблюдается рост уровняцен с ростом душевых расходов. Однако линии получились значительноболее «изрезанные» - увеличилась волатильность по сравнению со случаямиразбиения на 10 и 20 групп.

Ситуации, когда индекс цен снижается сталигораздо более частными, но и размах колебаний также увеличился. Этопривело к тому, что общий рост остался примерно на том же уровне,незначительно увеличившись (43 и 50% по индексам цен Монтгомери иФишера соответственно).С увеличением числа групп резко увеличивается неравномерностьраспределения по доходу, особенно в верхних группах. 2-процентныйкоэффициент фондов составляет 75 раз.Динамика IPF и IPM уже не выглядит столь близкой, как в предыдущихслучаях.

В случае разбиения на 50 групп они различаются в первую очередь в57области групп с малым доходом, и движутся практически параллельно снекоторым превышением IPF над IPM. Соотношение индексов Ласпейреса иПаше приобретает несколько более сложный характер. При среднем числегрупп - 50 IPL растет значительно быстрее, демонстрируя более чемдвукратный рост. В то время как IPP ведет себя неоднозначным образом. Вобласти групп с малым доходом он растет значительно быстрее, опережаяIPL, после чего начинает несколько снижаться и стабилизуется в областигрупп с высоким доходом на уровне 100%, то есть не демонстрируетзначимой связи между ростом дохода и ростом уровня цен покупок.При переходе к разбиению на 100 групп, расхождение в динамике IPLи IPP становится более выраженным.

После непродолжительного интервалапревышения IPP на IPL в области низких расходов, IPL начинает расти оченьвысокими темпами, достигая роста в 600%. IPP примерно с 20-й группыначинает снижаться со своего максимального значения и примерно ссередины диапазона стабильно находится на уровне ниже 100%, то естьдемонстрирует не ярко выраженную обратную зависимость между уровнемрасходов на питание и уровнем цен покупок. При разбиении на 100 групп IPFи IPM также несколько меняют свое соотношение – они движутсяпараллельно, но расходятся по мере продвижения к группам с большейсуммой расходов.Несколько подробнее остановимся на вопросе о выборе индекса цен.Как уже отмечалось выше, разные индексы в некоторых случаях даютпринципиально разные ответы на вопрос о выполнении исследуемойгипотезы.В качестве основных в данном исследовании использованы индекс ценПааше и индекс цен Ласпейреса, а также производный от них индексФишера.

Отдельно получен индекс Монтгомери, который рассчитываетсянезависимым образом и поэтому может использоваться для сравнения.Все эти четыре индекса рассчитаны сначала в цепном исчислении. Тоесть рассматривается превышение уровня цен следующей группы надпредыдущей.Переходкбазисным58индексамосуществляетсяпоследовательно перемножение накопленных цепных индексов. Такимобразом, такие индексы (например, IPL и IPP) можно условно считатьиндексами с переменной «корзиной».270% Индексы ценIPL-1250%IPL-90Ipl-synt230%390%IPL-50IPL-100IPL (пр.

ось)360%330%300%210%270%190%240%170%210%150%180%130%150%110%120%номер группы90%90%1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58 61 64 67 70 73 76 79 82 85 88 91 94 97100Рисунок 12. Межгрупповые индексы Лау, построенные на структурахпокупок разных групп.Вкачествеальтернативногоподходарассмотреныиндексысфиксированной (для всех групп) «корзиной» – такие индексы в литературеназываются индексами Лоу [25]. Основным вопросом при построении такихиндексов является вопрос о выборе структуры покупок, определяющей весатоваров, включенных в индекс.

Характеристики

Список файлов диссертации