Диссертация (1138206), страница 17
Текст из файла (страница 17)
Здесь и далее основнымрассматриваемым случаем будет разбиение именно на 10 групп, как наиболее84оптимальноесточкизренияточностиполучаемыхрезультатовивозможности их прогнозирования.200%180%160%140%2004индексисходный индекс ценвосстановленный RLMSвосстановленный ВОБДХсглаженный RLMSсглаженный ВОБДХ200%180%160%140%120%120%номер группы100%140%130%120%23456789101150%индекс2006исходный индекс ценвосстановленный RLMSвосстановленный ВОБДХсглаженный RLMSсглаженный ВОБДХ140%130%120%110%23456789102007индексисходный индекс ценвосстановленный RLMSвосстановленный ВОБДХсглаженный RLMSсглаженный ВОБДХ110%номер группы100%1140%номер группы100%1150%индекс2005исходный индекс ценвосстановленный RLMSвосстановленный ВОБДХсглаженный RLMSсглаженный ВОБДХ2индекс345678910140%восстановленный RLMSвосстановленный ВОБДХсглаженный RLMSсглаженный ВОБДХ130%120%1150%2008исходный индекс ценномер группы100%130%120%2345678910индекс2009Исходный индекс ценвосстановленный RLMSвосстановленный ВОБДХсглаженный RLMSсглаженный ВОБДХ110%110%номер группыномер группы 100%100%1234567891102345678910Рисунок 17.
Исходная и восстановленная динамика межгрупповых индексовцен покупок продуктов питания для данных RLMS и ОБДХ (10 групп).Пунктирной линией отмечен исходный индекс, то есть рассчитанный спомощью описанной процедуры межгрупповой базисный индекс ценФишера покупок продуктов питания для каждой доходной группы.Сплошной линией с треугольным маркером (практически совпадает сисходной динамикой) изображена динамика прогнозных значений индекса поданным RLMS с помощью регрессии на пять указанных выше факторов, тоесть фактически исходные данные за вычетом регрессионных остатков.Сплошнойлиниейскруглыммаркеромнаграфикахотмеченавосстановленная с помощью регрессионной модели на пять факторовдинамика для ОБДХ для соответствующих доходных групп.
Сплошными85линиями с квадратными и ромбовидными маркерами отмечены сглаженныекривые для восстановленных индексов для RLMS и ОБДХ ответственно.Сглаживание проводилось с помощью взятия среднего из значений индекса идвух соседних методом скользящего окна.Во всех случаях наблюдается стабильный, почти монотонный ростмежгрупповых базисных индексов цен при продвижении от младших кстаршим доходным группам. Разложение исходного индекса, рассчитанногопо данным RLMS по пяти факторам, как и последующее дополнительноесглаживание не оказывают существенного влияния на демонстрируемуюдинамику – все три линии на графиках находятся очень близко.
Отметим, чтодополнительное сглаживание путем взятия среднего из трех соседних группсильно влияет на значение индекса в старшей группе (для нее беретсясреднее значение лишь из двух групп – девятой и десятой). Во всех случаяхнаблюдается некоторое «ускорение» межгрупповой динамики ближе к концудиапазона. Описанное сглаживание в силу построения не улавливает такогоускорения, а наоборот – нивелирует его, что оказывается существенным.Вопрос о корректности такого сглаживания остается открытым и подробнееосвещен ниже при анализе разложения потребительской инфляции погрупповыммежвременныминдексам,длякоторогосглаживаниеиприменяется.Для всех рассмотренных лет характерно некоторое «отставание»межгрупповых индексов цен восстановленных для данных ОБДХ отаналогичных индексов для RLMS, как для обычных, так и для сглаженных.Такая ситуация, по-видимому, является следствием двух обстоятельств, каквключения в модель сразу всех факторов, так и ранжирования по общейсумме расходов.
При первом применении процедуры такое расхождение ненаблюдалось, однако, там использовалась более «короткая» модель,включающая лишь два фактора, и ранжирование проводилось по суммерасходов на питание на одного члена домашнего хозяйства. Также тамиспользовалась аддитивная нормировка для обеспечения сопоставимостииндексов цен в группах. На наш взгляд, вопрос об обеспечении такой86сопоставимости и требование максимально приблизить межгрупповыеиндексы в обеих выборках друг к другу является дискуссионным. С однойстороны,близкаядинамикаиндексоввдвухгруппахпозволяетконстатировать более четкое проявление эффекта эндогенности цен, то естьзависимости цен покупок продуктов питания от уровня доходов домашнегохозяйства. С другой - стоит учитывать различие в структуре выборок,связанноесизменениемпоказателя,покоторомупроизводилосьранжирование.Таблица 6.
Сравнение основных характеристик RLMS и ОБДХ в 2009ОБДХRLMSномергруппы12345678910КФразмер долядолясемьи расходов расходов на(чел.) на питание, услуги, %%3,502,762,702,722,722,682,752,552,492,2922,423,825,526,528,328,325,728,830,931,246,847,347,745,445,243,941,941,636,922,3суммаразмер долярасходов на семьи расходовчлена д/х(чел.) на питание,(руб.
в месяц)%2 3273 4764 3365 0985 9266 6277 6688 85011 54425 06210,84,133,803,603,503,503,553,553,372,912,5450,748,146,344,842,839,436,433,132,225,8долярасходовна услуги,%28,028,127,927,827,328,028,428,426,424,1суммарасходов начлена д/х(руб. вмесяц)2 6753 7634 5915 4126 3317 7419 46911 55613 83821 4968,0Так для всех рассмотренных лет, для выборки ОБДХ характернозначительно меньшая дифференциация по уровню расходов, чем для RLMS,как по сумме расходов на питание, так и по общей сумме расходов.
Втаблице (Таблица 6) приводятся параметры исследуемых выборок для 2009года, но все тенденции являются характерными и для других периодоввремени. Так, коэффициент фондов (КФ) для RLMS, рассчитанный по суммерасходов на питание на одного члена домохозяйства, в среднем в 2 разавыше, а рассчитанный по общей сумме расходов – в 4 раза выше, чем дляОБДХ. Притом, что другие параметры (размер семьи и средняя долягородского населения) оказываются близки, доля расходов на питаниеразличаетсянезначительно.Возможно,87этосвязаносбольшейпредставительностью обследования RLMS по сравнению с ОБДХ или сбольшей ротацией респондентов.Такого различия в дифференциации не наблюдалось при ранжированиипо сумме расходов на питание на человека, но, по нашему мнению, выборпоказателя,покоторомупроизводитсяранжирование,долженосуществляться из содержательных соображений, а не исходя из близостидвух выборок.
В этой ситуации использование общей суммы расходовявляется более корректным, если целью является не просто обнаружениефакта эндогенности цен, то есть зависимости средних цен покупок от уровнядоходов – в этом случае этот эффект выражен даже сильнее, но ииспользованиеэтихиндексовдлядальнейшегомоделированияпотребительского поведения. Например, возможно применение их дляпрогнозирования инфляции и спроса с учетом доходной дифференциации.Очевидно, что прогнозирование и объяснение дифференциации по общейсумме расходов есть задача более простая и логичная, чем по сумме расходовна питание.
Поэтому необходимо просто учитывать имеющееся различие ввыборках - гибкость используемого механизма позволяет сделать это бездополнительных модификаций.Явно проявляется отмеченный ранее эффект завышения межгрупповойдинамики индексов цен для 2004 и 2005 годов для данных RLMS. Причеминтересным является тот факт, что для 2005 года завышенная динамика поRLMS воспроизводится также и в выборке ОБДХ (индексы оказываютсяниже, чем для RLMS, но значительно выше, для других лет для ОБДХ).
В товремя как для 2004 года индексы лежат в пределах своих нормальныхзначений (1,24 для десятой доходной группы, против 1,49 в 2005 году) и невыделяются на общем фоне. Каких либо значительных отклонений вхарактеристиках выборок в эти периоды выявить не удалось.Отметим, что в нашем случае, в отличие от применения описываемойпроцедуры «пересадки» индексов, мы ограничились лишь использованиемлинейной модели – расчеты для линейной в логарифмах модели оказываютсячисленно очень близки и не позволяют получить более точные или лучше88интерпретируемые результаты.
Также в нынешней работе не использоваласьнормировку,такпромежуточнымкакэтапомданныепримежгрупповыепостроениииндексыявляютсямежвременныхиндексов,нечувствительных к умножению межгрупповых индексов на константу.Полученныерезультатыпредставляютсядостаточнонадежнымсвидетельством в пользу подтверждения выдвинутой гипотезы эндогенностицен покупок. Показана зависимость между межгрупповым индексом ценпокупок продуктов питания и средним уровнем дохода в домашнемхозяйстве в расчете на одного его члена.
Эта зависимость являетсяустойчивой и характерна для всех рассмотренных лет с 2002 по 2010 гг.Подтверждение этого результата потребовало совместного использованияинформации из ОБДХ и RLMS. Предложенный и реализованный механизмтакогосовместногоиспользования информациипозволил рассчитатьмежгрупповые индексы цен покупок продуктов питания по децильнымгруппам для ОБДХ.
Таким образом, были решены первые две задачиисследования, сформулированные во Введении к диссертации.Эти межгрупповые индексы цен покупок в Главе 3 используются длярасчета потребительской инфляции для доходных групп домашних хозяйствна базе данных ОБДХ для решения 3 других задач и достижения основнойцели диссертационного исследования.89Глава 3. Индексы потребительских цен для доходных группроссийских домохозяйствВ этой главе решаются третья, четвертая и пятая задачи исследования,сформулированные во Введении к диссертации. Используются результаты,полученные в Главе 2, а именно подтверждение эндогенности цен покупоки данные, полученные с помощью предложенного методаоценки ценпокупок для групп домашних хозяйств в ОБДХ, учитывающего отличие ихструктурных характеристик от характеристик доходных групп домашниххозяйств в выборочном обследовании RLMS.3.1.
Дифференцированные по доходным группам индексыпотребительских цен по продовольственным товарамБыло установлено, что на данных выборочных обследований имеетместо выраженная тенденция к росту базисных межгрупповых индексов ценпокупок продуктов питания для умеренного числа доходных групп (10-20доходных групп). То есть можно говорить о том, что уровень ценприобретаемых продовольственных товаров p(s;t) растет по мере ростаномера группы от бедных к богатым категориям населения. Как следствиеможноговоритьовыраженной,вомногихслучаях,монотоннойвозрастающей динамике базисного межгруппового индекса цен a(s;t) (Рис.
1).То есть растет отрыв цен покупок рассматриваемой категории товаров отпервой, наиболее бедной доходной группы.В такой ситуации актуальным становится вопрос о разложениипотребительской инфляции (в данном случае речь пойдет о динамикеинфляции на продукты питания) по доходным группам с учетоммежгрупповой динамики цен. Опишем простую модель, которая позволит поимеющимсяданнымоценитьдифференцированнуюпопродовольственную инфляцию.Введем следующие обозначения:s=1,…, n – номер доходной группы в предлагаемой модели;n – общее число групп (в данной модели рассматривалось n=10);90доходу– категория расходов домохозяйства: расходы на покупкупродуктов питания (i=1), расходы на покупки непродовольственных товаров(i=2) и расходы на услуги (i=3);1– номер периода времени (года);– общий уровень цен i-ой категории товаров для s-ой доходнойгруппы в период t.– общий уровень цен для s-ой доходной группы в период t.– межвременной индекс цен покупок товаров (услуг)i-ой категории между периодами t-1 и t для s-ой доходной группы;– общий межвременной индекс цен покупок междупериодами t-1 и t для s-ой доходной группы по всей корзине товаров и услуг;– межвременной индекс цен покупок товаров (услуг) iой категории между периодами t-1 и t для всей совокупности потребителей(средний по доходным группам);– общий межвременной индекс цен покупок по всейкорзине товаров и услуг между периодами t-1 и t для всей совокупностипотребителей (средний по доходным группам);– доля покупок товаров (услуг) категории i в общей структурерасходов s-ой доходной группы в периоде t (;- межгрупповой базисный индекс цен покупокпродуктов питания для t-го периода для s-ой группы, полученный врезультате «переноса» результатов RLMS на ОБДХ;Очевидно, выполнено следующее соотношение:a t 1,s I t 1,s ,a t 1 1,s I t 1,1(10)s 2,,nТогда можно выразить значение межвременного индекса цен для s-ойгруппы1следующим образом:Питание вне дома и алкоголь относятся к продовольствию, а табак – к непродовольственнымтоварам.91(11)Далее необходимо связать динамику межвременных индексов цен погруппамс общим межвременным индексом цен покупок продуктовпитания, который может трактоваться, например, как ИПЦ попродовольственным товарам.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
