Диссертация (1138206), страница 12
Текст из файла (страница 12)
Единого способа выбора такой системы весов– «корзины», по-видимому, нет. Для сравнения были построены (Рисунок 12)несколько таких индексов с «корзинами», соответствующие структурампокупокразных расходныхгрупп(IPL-1,IPL-50,IPL-90,IPL-100,соответственно структура первой, 50-й, 90-й и сотой групп). Еще былрассчитан один синтетический индекс (IPL-synt), полученный простымсложением всех цен (фиксированные равные веса товаров). Также на графикеприводится межгрупповой индекс цен Ласпейреса, построенный описаннымвыше способом (правая ось).Прежде всего, отметим, что все рассчитанные индексы возрастают сростом дохода в группах, причем этот рост немонотонный, присутствуютдостаточно сильные колебания.
Динамика индекса зависит от того, какаяструктура потребления используется в качестве структуры корзины. Чем59более высокого уровня корзина (соответствует более высокой расходнойгруппе) рассматривается, тем значительнее оказывается итоговый рост –менее 150% для индекса, построенного на корзине первой группы, до 350%для сотой группы. Кроме того, с ростом номера группы, для которойрассматриваетсякорзина,растетволатильность,какобщая,такипервоначальный скачок.Синтетический индекс с единичными весами ведет себя близкимобразом к индексу, построенному на «корзине» 50-й группы, однакодемонстрирует большую волатильность.
IPL с переменной корзиной растетзначительно быстрее, чем любой из индексов с фиксированной корзиной.В такой ситуации корректный выбор индекса цен является важнымэтапом анализа. Хотя общие качественные результаты являются достаточнообщими, межгрупповая динамика чувствительна к выбранному индексу цени результаты количественного моделирования могут сильно зависеть отэтого выбора.В результате сопоставления динамики базисных «пространственных»индексов цен покупок продуктов питания и динамики общей суммы расходовна питание для различного числа групп была установлена достаточноустойчивая зависимость между этими показателями. Кроме общего вывода оналичии указанной зависимости было выявлено несколько характерныхтенденция, которые проявились при переходе от разбиения на меньшее числогрупп к большему.
С ростом числа групп: Незначительно ускоряется средний рост уровня цен конечного периодапо отношению к начальному (по индексам IPF и IPM). Увеличивается «изрезанность» динамики цен – растет частота случаевуменьшения уровня цен при росте дохода, которая может быть связанас наличием случайного фактора при отнесении домохозяйства красходной группе в силу особенностей сбора данных. Растет расхождение между уровнями цен, рассчитанными по разныминдексам (в том числе индексам IPM и IPF).60 Замедляется (вплоть до отрицательной) динамика уровня цен поиндексу цен Пааше.
То есть при большом числе групп при высокойволатильности наблюдается тенденция к уменьшению уровня ценпокупок (по IPP) с ростом расходов. Значительно ускоряется «динамика» цен по межгрупповому индексуцен Ласпейреса (IPL).Последниедвапроявлениясвязанысособенностямирасчетаиндексных формул Ласпейреса и Пааше.
Известно, что эти индексы являются«граничными» для других, то есть представляют собой максимальную иминимальную оценку [21]. А по мере увеличения числа групп (и уменьшенияих численности) надежность этих индексов падает в силу увеличение числаслучайных «шумовых» факторов. В результате границы расходятся сильнее.Для подтверждения выявленных зависимостей и уточнения результатовбыли построены несколько регрессионных моделей, которые во многомподтверждают отмеченные тенденции Исследовалась зависимость уровняцен покупок от общей суммы душевых расходов. В этой модели уравненияпринимали достаточно простой вид: зависимость индекса цен от отношениялогарифмов расходов в каждой группе к первой:(5)IPF = -0,3 + 1,185Expenditures,R2=0,91 (-4,36) (21,84)IPM = -0,46 + 1,347 Expenditures,R2=0,92(-6,35) (23,79 )где: ln(Exp_k_1) – отношение логарифмов среднедушевых расходов в k-ойгруппе к 1-ой.
Под коэффициентами регрессионных уравнений указанызначения соответствующих t-статистик.Подобные уравнения были построены для индексов Фишера иМонтгомери для случаев разбиения на 50 (уравнения (5)) и 100 групп (неприводятся). Отметим, что все четыре регрессии (оба индекса цен для случая50 и 100 групп) характеризуются высокими значениями показателя R2 (9094%), значимыми оценками коэффициентов β, несколько большимиединицы.61Кроме того, были рассчитаны вспомогательные регрессии индекса ценФишера на индекс цен Монтгомери для 50 групп:(6) IPF = -0,1 + 1,13*IPM,R2=0,998(-11,8) (154,1); в скобках значения t-статистикМоделирование для случая 50 и 100 групп дает очень близкиерезультаты, что подтверждает устойчивость исследуемой зависимости.
Дляобоих рассмотренных индексов цен были получены уравнения со значимымиположительными коэффициентами.Значение коэффициента β в уравнении (5) при использовании индексаФишера превышает значение этого коэффициента при использованиииндекса Монтгомери, то есть IPF характеризуется несколько более сильной(по сравнению с регрессией для IPM) зависимостью от соотношениялогарифмов душевых расходов в выбранной группе и группе с наименьшимитакимирасходами.Этотакжеподтверждаетсярезультатамивспомогательных регрессий (6), в которых коэффициент перед IPM такжебольше 1. Вспомогательные регрессии, характеризующиеся очень высокимиR2 (98-99%), подтверждают отмеченную тесную связь индексов цен Фишераи Монтгомери применительно к данному исследованию.
В то же время сувеличением числа групп коэффициент наклона в регрессии (6) вырос с 1,13до 1,71, что связано с увеличением волатильности индексов Ласпейреса иПааше, лежащих в основе расчета IPF.Устойчивая положительная зависимость между ценами покупок иуровнем расходов (доходов) может отчасти объясняться взаимным влияниемцен продуктов на уровень расходов на питание и обратно. В домохозяйствахс более высокими душевыми расходами более детальная структура покупокпродуктов питания может быть смещена в сторону более качественных иболее дорогих товаров. Для оценки степени такого обратного влияния былпроведен аналогичный анализ, в котором наблюдения ранжировались не посумме расходов на питание, а по общей сумме расходов на одного членадомохозяйства. В этот показатель включаются все расходы по анкете, в томчисле расходы на продовольственные товары, питание вне дома, а также62покупки по всему перечню непродовольственных товаров, услуг (в том числекоммунальных) и т.д., за исключением сбережений (в любой форме).Возможно, в данной ситуации было бы лучше использовать показательдоходов.
Однако в научной и методической литературе не раз высказываласьточка зрения, согласно которой, достоверность такого показателя в опросахне высока.Показатель общих расходов также зависит от уровня цен, так какрасходы на продукты питания входят в общую сумму. Представляется, чтоэто влияние не велико. Так средняя доля расходов на продукты питания вобщей сумме расходов составляет 37%.Отметим, что с переходом к ранжированию по общей сумме расходовна человека основные наблюдаемые эффекты и, как следствие, выводыостаются без изменений.
В целом, прослеживается тенденция к увеличениюуровня цен в группах с большей суммой общих расходов (доходов). Вомногих случаях рост цен с ростом дохода происходит даже быстрее (для 10,20 и 50 групп), и несколько более плавно (например, для 20 групп).Значительно отличается межгрупповая динамика расходов на продуктыпитания.
Но так как ранжирование проводилось не по этому показателю, а пообщей сумме расходов, то ее поведение не столь гладкое и увеличениесуммы расходов в старших доходных группах не столь быстрое. В такойситуации использование ранжирования и выделения групп на основедушевых расходов на питание представляется вполне оправданным и болеекорректным при моделировании цен покупок продуктов питания.
Цены натовары этой категории, по-видимому, должны быть наиболее тесно связаныименно с суммой расходов на питание, что позволяет остановиться на этомпоказателе для проверки выдвинутой гипотезы.При увеличении числа групп (дроблении выборки) результатыстановятся менее устойчивыми – растет волатильность индексов цен ирасхождение между разными индексами. Данное обстоятельство еще разподтверждает, что работа с отдельными домашними наблюдениями ввыборке не является корректной – необходимо агрегирование семей в63типичные группы. Но основные выводы сохраняются – базисные индексыФишера и Монтгомери цен покупок, как и Ласпейреса и Пааше, значиморастут с увеличением расходов на питание.Анализ показал, что существует зависимость между средним уровнемценами покупок продуктов питания, измеряемым через межгрупповыеиндексы, и благосостоянием семьи.
В рамках сделанных предположенийуровень дохода характеризовался суммой душевых расходов на покупкупродуктов питания или суммой общих расходов на члена домохозяйства. Приразбиении на расходные группы, средние цены покупок продуктов питаниярастут по мере роста общей суммы расходов (доходов). То, что цены покупоксвязаны именно с доходной характеристикой домохозяйства (в данномслучае – суммой расходов на питание или общей суммой расходов)свидетельствует в пользу того, что потребители выбирают цены, по которымприобретают те или иные товары, возможно учитывая некоторые скрытыепараметры (качество, сервис и т.д.)В контексте выдвинутой гипотезы эндогенности цен, то есть выборацен покупок при принятии потребительских решений, обнаруженнаязависимость между межгрупповыми индексами цен покупок и уровнемблагосостояния является решающим аргументом в пользу принятия этойгипотезы. Анализ доступных микроэкономических данных показывает, чтоцены покупок не являются одинаковыми и заданными внешне для разныхкатегорий населения.2.3.
Подготовка данных для совместного использованияинформации выборочных обследований ОБДХ и RLMSВусловияхмикроэкономическихобнаруженнойхарактеристикивзаимосвязидомашнихценхозяйствпокупокиключевымявляется учет этих эффектов при моделировании и прогнозированииструктуры спроса населения на отдельные продукты и группы товаров. Длятакого моделирования могут быть использованы обследования RLMS иОБДХ.
Проводимое Росстатом обследование является более точным64инструментом в силу большего объема выборки, более высокой частотыпроведения и ряда других факторов. Ключевым его недостатком, в контекстепринятия гипотезы эндогенности цен, является отсутствие информации обиндивидуальных ценах покупок даже для отдельных категорий товаров(например, продуктов питания). В результате построение модели, с четомдифференциации цен, на базе только этих данных становится невозможным.В этой связи актуальной является разработка подхода, позволяющегосовместно учитывать информацию из двух разных обследований дляполучениявсехнеобходимыхдлямоделированияпараметровпредполагаемых зависимостей. Так как ОБДХ больше подходит длямоделирования инфляции по доходным группам домашних хозяйств,необходимопроведениепроцедуры,котораяпозволитдополнитьинформацию этого обследования имеющимися данными о ценах покупокпродуктов питания в выборке RLMS.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
