Диссертация (1138206), страница 23
Текст из файла (страница 23)
Таким образом, приняв гипотезу оравенстве их нулю, можно переписать (32) в следующем виде:(35) ln I t ,s ln I t , δt ψ s , где ψ s ρα s ρβ s ργ s 132Соотношение (35) говорит о том, что отклонение инфляции в данной группеот средней по всей совокупности потребителей может быть представлено ввиде произведения двух множителей, один из которых (времени, но не зависит от номера группы, а второй (зависит от, наоборот, зависитот номера группы, но не от времени.Полученное разложение индекса цен для доходных групп (35) можетбыть удобно для некоторых целей, но привязано к номеру группы –параметру во многом искусственному.
Для лучшего понимания стоитперейти к более содержательному показателю, например к среднему доходу вгруппах. Это можно осуществить несколькими способами. Первый способтакого перехода заключается том, чтобы установить связь между номеромгруппы и средним доходом в ней в каждом году. Такие расчеты былипроизведены и результаты оказывались впечатляющими. Связь дохода иномера группы описывается всего несколькими параметрами, которыеоказываются очень стабильными во времени, и динамикой среднего по всейсовокупностидохода.Другойспособзаключаетсявустановлениинепосредственной связи между средним доходов и значением индекса цен.Такие расчеты также были произведены и результаты оказались очень близкик результатам по первому способу.Предлагается еще один способ нахождения такой связи, которыйнаиболее нагляден, к тому же позволяет прояснить соотношение (35).Обратившись к формуле (32), легко установить, что временная динамикасовпадает с динамикой оцененного коэффициента At, возможно с точностьюдо константы.
А значения, представляемые в виде кривой третьегопорядка и не зависящие от времени, определяются отклонением логарифмадохода в группе от среднего логарифма дохода, что можно считать некоторой121характеристикой, связанной с распределением по доходу. Однако этовозможно в том случае, если распределения по доходу, измеренное какотклонения логарифма дохода в группе от среднего логарифма дохода,стабильно во времени.
Оказывается, что в рассматриваемый период времениэти отклонения стабильны (Рисунок 28).150%значение2002100%2003200450%2005номер группы0%1234567892006102007-50%20082009-100%2010-150%Рисунок 28. Отклонения логарифма дохода в группе от среднего.3.3.Расчетпоказателейдифференциацииобследуемыхдомашних хозяйств по реальным душевым доходамТеперь, когда рассчитаны индексы цен можно исследовать динамику иэволюциюраспределенияненоминальных,ареальныхдоходов–дефлированных с помощью полученных индексов цен для отдельныхдоходных групп.
Такие расчеты осуществлены, результаты приведены вТаблице 12 ниже.Реальный рост средних доходов рассчитан по данным ОБДХ искорректирована на ИПЦ. Среднее значение дохода в ОБДХ оказываетсясущественно ниже, чем поданным макростатистики (примерно на 30-35%,Таблица 4) и разрыв довольно стабилен. Соответственно реальные темпыроста доходов могут не совпадать с данными макростатистики. Задачараспространения результатов, полученных по ОБДХ, на генеральнуюсовокупность в настоящей работе не ставилась, хотя авторами, безусловно,122осознается как необходимая для формирования корректных выводов одинамике дифференциации населения по реальным доходам на макроуровне.Такое распространение сопряжено со значительными трудностями, кактехнического так и содержательного характера [55].Таблица 12.
Темпы прироста реальных доходов, дефлированныедифференцированными по группам ИПЦ, %годгруппа12345678910Общий2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010-6,30,04,47,39,315,115,221,621,729,710,416,515,613,112,08,96,78,49,48,713,513,010,39,911,511,212,713,512,912,418,416,212,53,05,98,010,811,713,915,717,317,424,612,115,814,714,513,414,214,216,618,919,416,516,411,1 -10,1 17,012,2 -6,7 14,812,5 -4,7 12,813,6 -2,9 10,614,4 -0,48,415,9 2,55,217,8 2,54,217,3 2,84,115,3 7,73,718,6 6,53,213,8 -2,28,1Накоплен- Среднийный за 8 лет за год67,66,785,38,096,98,8104,99,4111,29,8126,610,8139,611,5161,212,8182,413,9223,515,8120,210,4Хотя за рассматриваемый период доходы населения в реальномвыражении по данным ОБДХ росли средним темпом выше 10% в год, и запериод с 2003 по 2010 более чем удвоились, по доходным группам этот ростраспределялся крайне неравномерно.
За 8 лет доходы в старшей децильнойгруппе выросли более, чем в 3 раза, в то время как в младшей меньше, чем в2. Средние за 8 лет темпы прироста доходов различались в 2,5 раза. При том,что номинальные доходы за этот же период росли практически равномернопо доходным группам, более того в младшей группе средний рост за 8 летбыла даже несколько больше, чем в старшей (24,4% против 22,1%).Таким образом, различие в динамике реальных доходов можетобъясняться различием в уровне инфляции для доходных групп в период с2003 по 2010 гг. Более высокая в среднем инфляция для категорий населенияс низкими душевыми доходами привела к тому, что за 8 лет их доходывыросли всего на 68% против 120% в среднем по всем категориям населения.Для более богатых ситуация обратная – покупательная способность ихдоходов роста опережающими темпами. В итоге это не могло не сказаться на123динамике дифференциации населения по доходам, определяемых с учетом ихпокупательной способности.Для того, чтобы наглядно проиллюстрировать эту идею обратимся ктрадиционной мере неравенства – коэффициенту Джини.
Сразу оговоримся,что полученные с помощью наших расчетов оценки этого показателяоказываются не вполне сопоставимы с официальными данными Росстата(они также приводятся на графике, Рисунок 29). Дело в том, что мырассчитывали коэффициент Джини на уровне децильных группы (неявнопредполагая, что внутри групп домохозяйства не различаются).
Этоупрощающее предположение было сделано в силу особенностей имеющихсяданных.Понятно,чтотакимобразоммызанизиликоэффициентдифференциации. Различие между нашим и официальным индексомобъясняется в том числе и этим обстоятельством. Поэтому мы справочноприводим и динамику официального индекса, обращая основное внимание насравнение динамики рассчитанных коэффициентов Джини по номинальными реальным доходам.0,510,49коэффициентДжининоминальныймодельный0,470,450,43реальныймодельный0,410,390,37годофициальный0,35200220032004200520062007200820092010Рисунок 29. Темпы прироста реальных доходов, дефлированныедифференцированными по группам ИПЦ, %Официальный коэффициент Джини [51] имеет слабо возрастающуюдинамику. Начинаясь со значения в 40% в 2002 году, он плавно возрастает до42% в 2007, после чего почти стабилизируется на этом уровне.124Рассчитанный по децильным группам номинальный коэффициентДжини (модельный коэффициент Джини) имеет даже слегка убывающуюдинамику.
Начинаясь с уровня 0,37 в 2002 году, он колеблется вокруг этогозначения до 2008 года, после чего немного снижается до 0,35. Сопоставляядинамику официального и рассчитанного модельного коэффициентовДжини, можно отметить, что общее неравенство постепенно возрастало втечениепериода2002-2010гг,однакомежгрупповоенеравенство(рассчитанное, как коэффициент модельный Джини по децильным группам)было относительно стабильным или даже несколько уменьшилось до 0,35.Такимобразом,ростнеравенстваможетобъяснятьсяростомвнутригрупповой дифференциации – росло различие в доходах междулюдьми, имеющими относительно близкий доход, или по крайне мереотносящимися к одной категории (децильной группе). Это довольноинтересный феномен, который вполне заслуживает отдельного изучения,однако в настоящем исследовании мы хотели сосредоточиться на другомаспекте проблемы.Рассчитанный коэффициент Джини по децильным группам подефлированным (реальным) доходам будем называть реальным модельнымкоэффициентом Джини (РМК Джини).
Строго говоря, экономическаяинтерпретация этого показателя затруднена, поскольку его уровень зависитот выбора базового года, в цены которого дефлируются доходы. Однакопоказательна динамика этого коэффициента, которая не зависит от выборабазового года и отражающая дифференциацию доходов населения споправкой на покупательную способность относительного некоторогобазового года.Мы уже отмечали, что рассчитанные нами индексы цен для старшихдецильных групп обычно оказываются меньше, чем для младших – инфляциядля богатых меньше, чем для бедных.
Учитывая этот факт, неудивительнымоказывается, что распределение дефлированных доходов оказывается болеенеравномерным, чем номинальных – РМК Джини возрастает со временем.Причем этот рост оказывается весьма значительным – за неполные 10 лет,125РМК Джини возрастает более, чем на 10 процентных пунктов или почти натреть! А если не обращать внимание на некоторое замедление показателя в2010 году, то рост за семь лет составил 27%, то есть по 4% в год!Полученные результаты подтверждаются при использовании и другихмер дифференциации доходов населения – в частности коэффициента фондов(КФ), межгрупповой дисперсии доходов и дисперсии логарифмов доходов(Рисунок 30). Отметим, правда, что логнормального распределения, которымописывается выборочное распределение населения по доходу эти мерыоказываются достаточно тесно связаны.0.5250.480.46200.440.42150.40.3810РМК Джини0.36Дисп.
реальных доходов0.34Дисп. логарифма реальных доходов0.32КФ (правая ось)0.320022003200420052006200720085020092010Рисунок 30. Различные меры дифференциации по доходамИнтересным также является рассмотрение дифференциации не толькопо доходам, но и по расходам домашних хозяйств. Расчет коэффициентовДжини по суммарным потребительским расходам наодного членадомашнего хозяйства дает очень близкие результаты, как в номинальномвыражении, так и с применением делфирования. В обоих случаях(номинальном и реальном) динамика дифференциации по расходампрактически точно повторяет динамику дифференциации по доходам,оказываясь на 1-2 п.п.
ниже.12650%48%46%44%42%40%38%36%34%32%Номинальный по расходамреальный по расходамноминальный по доходамреальный по доходам30%200220032004200520062007200820092010Рисунок 31. Сравнение коэффициентов Джини по доходам и по расходамТрадиционно известно, что доходы домашних хозяйств распределеныболее неравномерно, чем расходы [2, 56].
Как правило, это связано с болеевысокой нормой сбережения для более богатых категорий населения. Видно,что для российских домашних хозяйств это соотношение также выполняется,хотя различие оказывается достаточно маленьким (Рисунок 31). Возможно,незначительное различие в дифференциации доходов и расходов и, какследствие, близкое значение нормы сбережений у богатых и бедныхкатегорий, может быть объяснено особенностью сбора данных. Ужеуказывалось, что информация о доходах в рамках ОБДХ напрямую несобирается, а рассчитывается на основе информации о расходах и измениобъема сбережений и задолженности по кредитам. В такой ситуации принедостаточно высоком качестве собираемых данных о сбережения, доходыоказываются сильнее связаны с расходами, чем это могло бы бытьобусловлено в естественных условиях.127ЗаключениеВ работе удалось разработать и реализовать подход к моделированиюмежгруппового индекса цен покупок продуктов питания в зависимости отмикроэкономических характеристик домашних хозяйств.
Показано, чтосовместное использование информации из различных источниковвыборочныхобследованийРосстата,RLMSи–макроэкономическойстатистики - позволяет оценить дифференцированные по доходным группаминдексы потребительских цен.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
