WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!


На правах рукописи

Матыцин Михаил Сергеевич

МОДЕЛИРОВАНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН ДЛЯ ДОХОДНЫХ ГРУПП РОССИЙСКИХ ДОМАШНИХ ХОЗЯЙСТВ (на основе совместного использования информации выборочных обследований и макростатистики)

Специальность 08.00.13 – Математические и инструментальные методы экономики

АВТОРЕФЕРАТ

диссертации на соискание ученой степени кандидата экономических наук

Москва – 2012

Работа выполнена в федеральном государственном автономном образовательном учреждении высшего профессионального образования «Национальный исследовательский университет "Высшая школа экономики"» на кафедре математической экономики и эконометрики факультета экономики

Научный консультант: Ершов Эмиль Борисович, кандидат экономических наук

Официальные оппоненты: Суворов Анатолий Владимирович, доктор экономических наук, профессор, заведующий лабораторией прогнозирования доходов и потребления Института народнохозяйственного прогнозирования РАН Степанов Владимир Сергеевич, кандидат физико-математических наук, старший научный сотрудник лаборатории вероятностно-статистических методов и моделей в экономике ЦЭМИ РАН

Ведущая организация: Российский экономический университет имени Плеханова.

Защита состоится 25 октября 2012 года в 14.00 на заседании диссертационного совета Д 212.048.02 в Национальном исследовательском университете "Высшая школа экономики" по адресу: 101000, г. Москва, ул. Мясницкая, д. 20, ауд. 309.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке Национального исследовательского университета "Высшая школа экономики".

Автореферат разослан « » сентября 2012 года.

Ученый секретарь диссертационного совета, Нестерова д.э.н. Дарья Владимировна

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ



Актуальность темы исследования.

Моделирование потребительского поведения является важным направлением экономических исследований. При построении макроэкономических и макроструктурных моделей необходимо описать конечный спрос на продукцию отраслей и видов деятельности для получения качественных прогнозов. Корректное описание особенно важно для выбора и предвидения результатов экономической политики в периоды структурных изменений. Ключевым элементом моделирования поведения потребителей является учет их структуры, позволяющий понять какие факторы определяют поведения разных групп населения.

По мнению многих экономистов и статистиков, таким важнейшим фактором является доход домашних хозяйств – в зависимости от его уровня потребители предъявляют разный спрос на товары и услуги. Следовательно, моделирование потребительского поведения должно вестись с учетом доходной дифференциации. Но и цены также являются важным фактором при принятии решения потребителем о покупке конкретных товаров и услуг. Поэтому необходимо исследовать связи цен покупок для домашних хозяйств с уровнем душевого дохода. Традиционная экономическая теория считает цены товаров и услуг заданными, общими для всех потребителей и известными им. Таким образом, решая максимизационную задачу, агент, в том числе репрезентативный потребитель, воспринимает цены как экзогенные и определяемые при взаимодействии совокупности потребителей с производителями и другими агентами в рамках рыночного механизма.

В исследовании сформулирована и осуществлена статистическая проверка гипотезы неоднородности совокупности потребителей. Из е подтверждения следует, что моделирование должно вестись с учетом выявляемой неоднородности. Для корректного построения моделей необходимо проанализировать наличие требуемых статистических данных и в случае необходимости интегрировать информацию из разных источников.

Полученные результаты свидетельствуют о неравномерности роста цен для различных категорий населения в течение последних лет. В среднем инфляция для богатых категорий населения оказывается значительно ниже, чем для бедных. Эта тенденция устойчива для российской экономики на протяжении последних 8 лет, хотя в отдельные годы наблюдались отклонения.

Рассчитанные дифференцированные по доходным группам индексы потребительских цен применены для дефлирования доходов по децильным доходным группам. Это позволило оценить динамику неравенства российского населения по реальным доходам. Показано, что, несмотря на замедление роста неравенства в номинальном выражении, рост дифференциации по реальным доходам продолжался достаточно быстрыми темпами. Относительная стабилизация разрыва в доходах между богатыми и бедными слоями населения, обеспеченная многочисленными социальными программам по повышению зарплат и пенсий и других выплат, была во многом номинальной. Она не привела к стабилизации разрыва в уровне жизни между группами населения – высокая инфляция для бедных приводила к относительному снижению покупательной способности их доходов по сравнению с богатыми.

Степень разработанности проблемы в литературе.

В теории поведения потребителей существуют несколько направлений, представленных в основополагающих работах А.А. Конюса, С.С. Бюшгенса, Г. Хаберлера и Р. Фриша, С. Малмвиста и Р. Аллена, С. Африата, В. Диверта и А.А. Шананина. Базирующиеся на идеях этих работ модельные исследования неоднократно выполнялись, в том числе А. Диттоном и Д. Мельбауром, Л. Лау, Д. Джоргенсоном и Д. Слезником, Б.Н. Михалевским, Ю.П. Соловьевым и С.Г. Друкер, К.К. Вальтухом и Л.М. Рувимской. Оценки функций спроса для репрезентативного потребителя и для домашних хозяйств с разными уровнями денежных среднедушевых доходов получены в работах А.Х. Карапетяна, Н.М. Римашевской. Н.Е. Рабкиной, И.Л. Лахмана, Е.Ю. Фаермана, М.Г. Френкеля, В.В. Швыркова, В.А. Волконского, А.В. Суворова, А.Ю. Шевякова и А.Я. Кируты, В.Ф. Майера, Э.Б. Ершова и В.В. Суворова.

Однако во всех этих исследованиях использовались экзогенно задаваемые и единые для всех потребителей средние (для групп продуктов и услуг) цены предложения. Описание потребительского поведения, признающее дифференциацию цен покупок, встречается, в основном, в частных прикладных микроэкономических исследованиях, не ставящих задачу его модельного описания. В работе Калмана1 цены предложения были в явном виде включены в число аргументов функции полезности потребителей, но также предполагались внешними и общими для всех потребителей. Переход к дифференцированным по доходным группам домохозяйств ценам покупок в работах, посвященных моделированию поведения потребителей, по-видимому, не рассматривался.

Вопрос о взаимосвязи уровня дохода и динамики цен для групп населения представляется важным в связи с тем, являются ли цены покупок внешними и одинаковыми для потребителей или нет, и в связи с выбором экономической политики. Индекс потребительских цен (ИПЦ), как самая распространенная мера инфляции, применяется для расчета и индексации различных социальных выплат. Вопрос о том насколько инфляция может различаться для разных слоев населения, несмотря на очевидную актуальность, исследуется редко. Хотя в некоторых странах получила распространение практика расчета и публикации индекса цен по доходным группам (например, в Сингапуре), однако методика расчета таких индексов не раскрывается.

Текущие структурные сдвиги в мировой экономике вызывают все больший интерес к проблеме распределения выгод от экономического роста.

Одним из каналов такого перераспределения выступает инфляция, которая может различаться для разных групп населения, и приводит к разному темпу реальных доходов населения. Этот проблема постепенно становится предметом активных исследований таких организаций как ООН, Всемирный банк, МВФ.

Таким образом, хотя формально признается необходимость использования дифференцированных по доходным группам индексов Kalman P. J. Theory of consumer behavior when prices enter the utility function // Econometrica, Vol.36, № 3–4, 1968.

потребительских цен для целей расчета реальных доходов населения, но официальные индексы по доходным группам Росстата рассчитываются по упрощенной мелодике, учитывая только различия в структуре потребления товаров и услуг, но не в ценах покупок. В настоящий момент для дефлирования доходов используется общий индекс потребительских цен.

Объект и предмет исследования. Объектом диссертационного исследования являются все российские домашние хозяйства, информация о которых доступна в используемых источниках данных. Предмет исследования – потребительское поведение в контексте доходной дифференциации.

Цель и задачи исследования. Основной целью диссертационного исследования является моделирование индексов цен покупок для отдельных доходных групп, что позволяет определить потребительскую инфляцию отдельно для категорий населения с разным уровнем душевого дохода.

Исследование базируется на проверке гипотезы эндогенности цен покупок, то есть выборе потребителем в процессе реализации своего спроса не только набора товаров и услуг, но и цен покупок и их индексов, для которых практическая статистика предоставляет количественные данные.

Для достижения данной цели были поставлены и решены следующие взаимосвязанные задачи, определившие логику и структуру исследования:

1. Сформулировать гипотезу эндогенности цен покупок в конструктивном виде, допускающем ее статистическую проверку, и осуществить эту проверку.

2. Предложить и реализовать механизм совместного использования информации из двух выборочных обследований домашних хозяйств, дополненный статистикой об общем ИПЦ и ИПЦ по крупным группам товаров и услуг как макроэкономическими показателями.

3. Разработать модель дифференцированной по доходным группам инфляции (ИПЦ) по продуктам питания с использованием информации о межгрупповом соотношении цен покупок в зависимости от уровня подушевого дохода.

4. Предложить и реализовать модель общих индексов цен покупок, дифференцированных по доходным группам домашних хозяйств.

5. Предложить и реализовать метод расчета дифференциации населения РФ по реальным доходам, использующий решения задач 2-4.

Методологической основой исследования служит математические методы анализа имеющейся статистической информацией, выделение однородных групп домохозяйств и использование эконометрических методов для установления зависимостей между рассматриваемыми показателями.

Статистической базой являются официальное Обследование бюджетов домашних хозяйств (ОБДХ) Росстата и независимый Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ или RLMS), в настоящий момент проводимый НИУ ВШЭ, в сочетании с макроэкономической статисткой общих ИПЦ и ИПЦ по крупным группам товаров и услуг.

Научная новизна диссертационного исследования.

• В работе сформулирована и подтверждена гипотеза об эндогенности цен покупок и их зависимости от различных характеристик домохозяйств.

• Предложен и реализован механизм совместного использования информации выборочных обследованиях ОБДХ и RLMS, позволяющий конструировать необходимые данные о ценах покупок, зависящих от дохода потребителей, • В работе предложена и реализована модель индексов цен покупок продуктов питания по доходным группам домашних хозяйств. Выполнены расчеты индексов по данным ОБДХ и RLMS.

• Разработана и оценена модель дифференцированной по доходным группам общей потребительской инфляции. Установлено, что в условиях, когда различны цены и индексы цен покупок товаров (продовольственных, непродовольственных и услуг) для доходных групп потребителей, представленных в выборочных обследованиях, уровень инфляции для членов домашних хозяйств из таких групп существенно различается.





• Исследована проблема дифференциации российского населения с учетом реальной покупательной способности доходов. Предложен и рассчитан коэффициент Джини – мера такой дифференциации – и показано, что ее рост по реальным доходам продолжался с 2002г. по 2010 г. быстрыми темпами.

Практическая значимость результатов исследования. Предлагаемый подход представляется особенно актуальным для оценки эффекта и влияния различных мер по воздействию на спрос, в том числе тарифных политик. Такие эффекты лишь частично улавливаются при моделировании потребления на макроэкономическом уровне. Так, например, сокращение реальных располагаемых доходов населения может быть крайне неравномерным и способно значительно изменить структуру спроса. Проведенный анализ показал, что изменения в структуре спроса могут не ограничиваться изменениями в соотношении потребления крупных агрегатов (питание, непродовольственные товары, услуги и т.д.). Различные группы населения предъявляют дифференцированный спрос внутри групп продуктов, о чем, в частности, свидетельствует эндогенность цен покупок продуктов питания.

В текущей экономической ситуации принимаются и будут приниматься в дальнейшем меры воздействия, влияющие на потребительский спрос. Так, происходит повышение тарифов ЖКХ, пересматриваются акцизы и импортные пошлины на многие товары, изменяется курс рубля к валютам основных торговых партнеров – все это вызывает значительные изменения относительных цен на многие товары и услуги. Для проведения наиболее эффективной государственной политики в этой области важно максимально точно спрогнозировать реакцию спроса на подобные воздействия.

Структура диссертации. Диссертационная работа состоит из 3 глав, заключения и списка литературы из 115 наименований. Общий объем работы – 145 страниц, включая 31 рисунок и 12 таблиц.

Апробация результатов исследования. Результаты диссертации докладывались на следующих конференциях и научных семинарах:

Ершов Э.Б., Матыцин М.С. Доклад на РЭК. Тема: «Экономическая теория и статистическая практика анализа потребительского поведения домашних хозяйств», 09.12.2009;

Матыцин М.С. Доклад на РЭК. Тема: «Проблемы использования результатов выборочных обследований домашних хозяйств для моделирования структуры их расходов», 12.12.2009;

Ершов Э.Б., Матыцин М.С. Доклад на научной конференции «Фундаментальные исследования ГУ-ВШЭ в 2009 году», 29.03.2010.

Матыцин М.С. Доклад на семинаре: «Макроэкономические исследования в ГУ-ВШЭ», 06.09.2010;

Ершов Э.Б., Матыцин М.С. Доклад на Франко-российской научнопрактической конференции «Экономика, политика, общество: новые возможности», 29.10.2010.

Диссертантом прочитаны две лекции в рамках курса «Актуальные проблемы российской статистики» в 2010 и 2011 годах. Тема лекций:

«Выборочные обследования бюджетов домашних хозяйств».

Публикации. Основные результаты диссертационного исследования опубликованы в 3 работах общим объемом 4 п.л. Две из них опубликованы в российских рецензируемых журналах, рекомендованных ВАК Министерства образования и науки Российской Федерации.

ОСНОВНЫЕ ПОЛОЖЕНИЯ ДИССЕРТАЦИИ В Главе 1 рассматриваются наиболее распространенные способы моделирования потребительского поведения. Опираясь на классическую микроэкономическую теорию, они исходят из предположения о том, что каждый конкретный потребитель, и в том числе репрезентативный, воспринимает цены как заданные. В результате решения максимизационной задачи или каким-то иным образом потребитель формирует спрос на товары и услуги в зависимости от уровня цен и доходов. Далее цены определяются в соответствии с теорией общего равновесия при взаимодействии потребителя с другими агентами. Таким образом, отдельный потребитель в силу незначительности своего влияния на рынок фактически не воздействует на цены, воспринимая их как экзогенные.

Такое описание действительности представляется ограничивающим. В работе было выдвинуто предположение о том, что процесс потребления в реальности устроен иначе. В условиях, когда цены достаточно сильно дифференцированы даже внутри региона и города, у потребителя есть возможность выбора. Предъявляя спрос на товар или услугу, потребитель определяет не только количество товара и его качество, но фактически выбирает и цену, по которой готов сделать покупку. Цены покупок выбираются в процессе формирования спроса и вместе с выбором количества, то есть фактически являются эндогенными по отношению к решению потребительской задачи. Нет оснований накладывать на рационального потребителя требования покупки по минимальной цене. Выбор цены покупки может быть результатом комбинации различных факторов. Он может быть связан с различным качеством товаров, что традиционно обсуждается во многих исследованиях, в том числе применительно к российским данным, например, в работе А.Е.Варшавского.2 С другой стороны, товары разного качества могут пониматься как различные и, значит, есть основания считать, что потребитель предъявляет спрос на них по отдельности. В таком случае факт выбора неминимальной цены также может быть оправдан выбором качества в процессе покупки, например, покупки в более престижном магазине или более близком к дому, в т.ч. для экономии времени и транспортных издержек. В этой ситуации вряд ли оправдано говорить о том, что два товара с абсолютно одинаковыми характеристиками (качеством, торговой маркой, упаковкой и т.д.) могут считаться различными только потому, что приобретены в разных местах. По крайней мере, такое описание окажется сугубо теоретическим в силу невозможности проверки его на практике с помощью данных выборочных обследований бюджетов домохозяйств из-за специфики номенклатуры приобретаемых ими товаров. В силу ограниченных возможностей по детальности описания, такие обследования, как правило, используют Варшавский А. Е. Проблемы инноваций: риски и ответственность (на примере рынка продуктов питания и внутреннего потребления. ЦЭМИ РАН, 2009.

достаточно узкий перечень агрегированных групп товаров, что не позволяет дифференцировать их по качеству и месту приобретения.

В Главе 2 производится эмпирическая проверка сформулированной гипотезы эндогенности цен и анализируется информационная база такого анализа. Основным источником данных являются выборочные обследования бюджетов домашних хозяйств. В России существуют два основных источника такой информации – ОБДХ и RLMS. Оба этих массива статистической информации используются нами совместно при исследовании вопроса о наличии значимой дифференциаций цен покупок для различных категорий домохозяйств, в том числе дифференцированных по доходу. Фактически для этого необходима информация об индивидуальных ценах покупок.

Официальные данные ОБДХ не предоставляют такую открытую информацию.

Поэтому для целей диссертационного исследования была разработана специальная процедура совместного использования информации из двух выборок, которая позволяет дополнить официальные данные ОБДХ информацией о ценах покупок продуктов питания из RLMS.

Произведена проверка выдвинутого предположения о зависимости цен покупок от уровня доходов. Для корректного определения уровня цен покупок в рамках такого предположения и описанных проблем с индивидуальными ценами обоснованным выглядит расчет групповых индексов цен. Предлагается использовать цены покупок единые для групп домашних хозяйств с близким уровнем расходов/доходов. Выделение таких групп может быть осуществлено различными способами. В работе реализован достаточно простой механизм, который подтвердил свою состоятельность и устойчивость при применении к данным разных лет. Выделялось заранее определенное число равных по числу членов групп домохозяйств на основе ранжирования наблюдений в выборке по уровню общих расходов на одного члена домохозяйства.

Предполагается, что выделяемые таким способом группы потребителей являются относительно однородными и представительными для рассматриваемой задачи выявления дифференциации цен покупок по укрупненным позициям продовольственных товаров в зависимости от показателей, определяющих их потребительское поведение. В числе достоинств такого механизм стоит назвать простоту реализации и гибкость, позволяющие легко менять число групп, выбирать показатель, по которому происходит ранжирование, а также применять его к выборкам любого размера. В процессе моделирования рассматривались и другие показатели, по которым проводилось деление на группы – в том числе сумма расходов домохозяйства на питание, а также варьирование границ. Общим выводом является достаточно высокая устойчивость результатов к изменениям в процедуре выделения групп.

Проведенный анализ показал, что существует устойчивая зависимость между средними ценами покупок продуктов питания и благосостоянием семьи.

В рамках сделанных предположений уровень дохода характеризовался суммой душевых расходов на покупку продуктов питания или суммой общих расходов на члена домохозяйства. При разбиении на расходные группы оказывается, что средние цены покупок продуктов питания растут по мере роста общей суммы расходов (доходов). То, что цены покупок связаны именно с доходной/расходной характеристикой домохозяйства (в данном случае – суммой расходов на питание или общей суммой расходов) свидетельствует о том, 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 выбора при реализации спроса, обнаруженная зависимость между средними ценами покупок и уровнем благосостояния является решающим аргументом в пользу принятия данной гипотезы. Анализ микроэкономических данных показывает, что цены покупок, в отличие от цен предложения не являются одинаковыми и заданными экзогенно для разных категорий населения.

В рамках поставленной задачи на основе доступной информации о параметрах обеих выборок разработан и реализован механизм, позволяющий с помощью оценок «восстановить» динамику цен на продукты питания для данных ОБДХ. Такой механизм позволил использовать данные RLMS о ценах покупок совместно с данными ОБДХ, и при этом учесть различия в параметрах выборок, осуществив необходимую корректировку результатов, полученных для RLMS. Структура выборок представляется очень близкой друг к другу, что дает основания для проведения такого оценивания. Корректировка на различия параметров позволяет сделать оценку индексов цен покупок более надежной.

Такое «перенесение» индексов цен покупок продуктов питания может осуществляться несколькими принципиально разными путями. В качестве основного в работе рассмотрен способ заимствования индексов из RLMS для выборки ОБДХ с учетом корректировки индексов цен на, пусть и не значительные, но существующие отличия в характеристиках расходных групп в двух выборках. Для реализации такого механизма была оценена регрессионная модель индекса цен покупок продуктов питания по группам населения, выделенным по уровню расходов на одного члена домохозяйства, от параметров выборки. Рассматривались различные спецификации моделей, как с общими коэффициентами для разных лет, так и с переменными, различные функциональные формы (линейная, логарифмическая, смешанная), использовался метод главных компонент, а также разные нормировки.

Основная проблема связана с малой длиной выборки и высокой коррелированностью факторов. В такой ситуации стандартные методы проверки значимости факторов не вполне применимы.

В итоге была выбрана спецификация, в которой данные за разные годы рассматривались как панель (уравнение (1)). То есть при оценке регрессии для разложения межгруппового индекса цен по факторам все коэффициенты кроме свободных членов полагались равными для разных лет, а отличие заключалось лишь в значении констант (временных эффектов). Естественно, такая модель является несколько ограничивающей, однако характеризуется лучшими статистическими 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 стандартные отклонения оценок коэффициентов;

fam(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 цен покупок продуктов питания для ОБДХ путем подстановки в уравнение регрессии соответствующих параметров для доходных групп. Выбор модели определялся также исходя из интерпретации полученных результатов.

Рассчитанные значения индексов близки при использовании разных моделей, что косвенно свидетельствует в пользу обоснованности метода с учетом целей использования полученных индексов цен. Численные значения оценок коэффициентов, полученные в предположении такой панельной структуры и без нее (то есть с постоянным набором факторов для всех лет, но разными значениями коэффициентов) оказались качественно и численно близки. Это позволило остановиться на модели (1), имеющей лучшую интерпретацию.

Такая процедура может быть легко обобщена на случай большего числа объясняемых параметров, если такая информация будет в обеих выборках, для которых производится «имплантация» индексов, или модифицирована для другого способа выделения однородных групп домашних хозяйств.

В Главе 3 детально характеризуются указанные выше расчеты и интерпретируются их результаты. Предлагаемый ниже достаточно простой механизм позволяет на основе имеющихся данных оценить дифференцированную 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 продуктов питания (i=1), расходы на покупки непродовольственных товаров (i=2)3 и расходы на услуги (i=3);

Питание вне дома и алкоголь относятся к продовольствию, а табак – к непродовольственным товарам.

t=1,…,T – номер периода времени (года);

pt(i,s) - уровень цен покупок товаров (услуг) i-ой категории в период t для s-ой доходной группы (в модели не определяется);

pt (i,s) – логарифм межвременного индекса цен покупок товаров It (i,s) ln pt1(i,s) (услуг) i-ой категории между периодами t-1 и t для s-ой доходной группы;

It(,s) ln pt(,s) – логарифм общего межвременного индекса цен покупок pt1(,s) между периодами t-1 и t для s-ой доходной группы по всей корзине товаров и услуг;

It(i,) ln pt(i,) – логарифм межвременного индекса цен покупок товаров pt1(i,) (услуг) i-ой категории между периодами t-1 и t для всей совокупности потребителей (среднего по доходным группам);

It(,) ln pt(,) – логарифм общего межвременного индекса цен покупок по pt1(,) всей корзине товаров и услуг между периодами t-1 и t для всей совокупности потребителей (среднего по доходным группам);

wt(i,s) – доля покупок товаров (услуг) категории i в общей структуре расходов sой доходной группы в периоде t ( wt i,s 1);

i at(1,s) ln pt(1,s) - логарифм межгруппового базисного индекса цен покупок pt(1,1) продуктов питания для t-го периода для s-ой группы, полученный в результате «переноса» результатов RLMS на ОБДХ;

Очевидно, выполнено следующее соотношение:

(2) at 1,s at1 1,s It 1,s It 1,1, s 2,,n.

Тогда можно выразить значение межвременного индекса цен для s-ой группы It(1,s) следующим образом:

(3) It 1,s at 1,s at1 1,s It 1,1, Далее необходимо связать динамику межвременных индексов цен по группам It(1,s) с общим межвременным индексом цен покупок продуктов питания It(1,·), который может трактоваться, например, как ИПЦ по продовольственным товарам. Для этого необходимо сделать предположение о такой связи. Разумным является предположение о том, что общий уровень цен является средним арифметическим, возможно средневзвешенным, из индексов цен по группам:

n (4) (1,s) t s It 1, It sгде t(s) – доля s-ой доходной группы в общей совокупности потребителей в период времени t. Эти доли могут выбираться исходя из различных соображений. Существует, по крайней мере, два основных подхода к выбору доли – плутократический и демократический, рассматриваемые в “ILO. Consumer price index manual: theory and practice (Geneva, ILO, 2004;

Chapter 18 The Economic Approach to Index Number theory: The Many-Household Case). Плутократический подход заключается в том, что вклад каждой группы в суммарный индекс цен должен соответствовать ее вкладу – стоимостному или натуральному - в оборот товаров и услуг, по которому рассчитывается индекс.

Демократический подход состоит в том, что вес каждой группы должен быть пропорциональным численности ее членов. Оба этих подхода являются скорее теоретическими конструкциями, так как для непосредственной реализации требуют значительного объема информации, в частности, об индивидуальных ценах покупок всех товаров и услуг, которые на практике не доступны.

В настоящем исследовании использовалась комбинация этих подходов.

Мы работали с данными в разрезе децильных групп, которые описывались средними параметрами – доходами, расходами, ценами покупок. В этом смысле внутри групп используется плутократический подход. В силу неполной репрезентативности выборок и отсутствию информации о точных вкладах групп в динамику общего ИПЦ, между группами использован демократический подход. Поэтому все t(s) полагались равными 1/n.

Следующее соотношение связывает значение индекса для k-й группы и общего индекса через изменение межгруппового индекса цен покупок:

(5) It 1,k It 1, at 1,s at1 1,s.

n sk Полученное соотношение (5) позволяет разложить динамику потребительских цен (в данном случае для продовольственных товаров) по межвременным индексам цен покупок отдельно для доходных групп. Таким образом, базируясь на данных о средней (общей) динамике цен на продукты питания и межгрупповой динамике цен, которая рассчитана по данным выборочного обследования RLMS, могут быть восстановлены значения инфляции для отдельных категорий населения, представляемых как доходные группы. Такой подход оказывается достаточно гибким и может применяться к доходным группам произвольного размера, которые могут выделяться по различным признакам. В его основе лежит лишь предположение о связи групповых индексов цен и общего уровня цен (соотношение (3)).

В результате применения описанного подхода были рассчитаны дифференцированные по доходным группам межвременные индексы цен покупок продуктов питания, которые могут трактоваться, как продовольственная инфляция.

Таблица 1. Прирост цен продовольственных товаров по доходным группам, % год Накоплен- Средний 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 20группа ный за 8 лет за год 1 11,3 10,4 13,6 10,4 9,0 20,2 12,7 7,0 144 11,2 11,1 10,6 12,9 9,5 8,6 20,5 11,9 7,1 138 11,3 11,1 10,1 13,4 8,8 9,0 19,7 11,9 7,2 136 11,4 11,0 10,2 12,5 9,9 8,1 19,8 11,4 6,9 133 11,5 9,2 10,3 12,1 9,6 7,9 19,9 11,4 7,2 129 10,6 12,6 9,0 11,8 10,2 8,0 19,0 11,7 6,9 132 11,7 10,4 10,0 11,7 9,8 8,1 19,2 12,2 6,0 128 10,8 10,4 10,2 11,1 9,8 7,5 20,1 11,6 5,9 127 10,9 12,4 8,7 13,1 8,8 10,6 16,4 13,2 6,0 132 11,10 10,1 12,1 15,2 6,4 13,0 16,2 8,9 8,7 135 11,Общий 11,0 10,2 12,7 9,3 9,0 19,1 11,7 6,9 133 11,В следующем пункте главы предложена и оценена модель расчета общих межвременных индексов цен по доходным группам, использующая аналогичные межвременные индексы цен, но только по продуктам питания.

Важное соотношение, используемое в дальнейших расчетах, связывает индексы цен по группам с общим индексом цен, получаемым на макроуровне, и является аналогичным соотношению (4) для продовольственных товаров.

Фактически, оно лишь постулирует, что средний по группам индекс цен должен быть равен общему индексу цен для каждой категории товаров (а также в целом по всем товарам и услугам) в каждый период времени:

n i,s t s It i,, It s(6) n ,s t s It ,.

It sКак и в случае модели для продовольственных товаров, все t(s) предполагались равными 1/n. Другое важное соотношение, которое используется в дальнейших расчетах, связывает индексы цен отдельных категорий товаров для одной доходной группы:

(7) i,s t i,s It ,s, It iгде t(i,s) – веса, с которыми индексы по группам учитываются при расчете общих индексов цен. Эти веса должны соответствовать долям покупок товаров и услуг в общей структуре расходов. Однако в силу того, что индексы связывают между собой уровни цен в двух периодах, встает вопрос о том, доли какого периода использовать. С теоретической точки зрения наиболее обоснованной выглядит комбинация весов обоих периодов. Поэтому основной вариант расчетов проводился в предположении t(i,s)=(wt-1(i,s)+wt(i,s))/2.

Однако для проверки стабильности результатов рассматривались также и веса периодов t (t(i,s)=wt(i,s)) и t-1 (t(i,s)=wt-1(i,s)).

В диссертации предполагалось, что индекс цен для категории товаров и услуг и для доходной группы зависит от некоторого общего объясняющего фактора и для периода t может быть представлен в следующем простом виде:

(8) It i,s at i Zt s bt i где Zt(s) – фактор, который влияет на потребительское поведение каждой группы в каждом периоде времени, но не зависит от категории товара i. В модели в качестве фактора использовалось значение среднего по группе денежного дохода на одного члена домохозяйства.

Тогда должно быть выполнено и аналогичное соотношение для общего индекса цен по всем категориям товаров и услуг:

(9) It ,s At Zt s Bt, Использовав предположения (6)-(9), а также учитывая, что bt(i) не зависит от доходной группы s, можно записать следующее соотношение:

It 1,s wt 1,s AtZt s It , At Z t (10) Zt t I t t a i Zt s i, at i w i,s, inn где Zt s )t s s ) – средневзвешенное по доходным ln(Zt ln(Zt n s1 sгруппам значение логарифма фактора.

Перегруппировка членов позволяет оценить параметры Аt, at(2) и at(3):

It 1,s wt 1,s It 2, wt 2,s It 3, wt 3,s It , At s Z t Zt (11) at 2 Zt s Z wt 2,s at 3 Zt s Z wt 3,s t t Обозначив выражения в квадратных скобках через Yt(s), X1t(s), X2t(s) и X3t(s) соответственно, получены регрессионные уравнения по числу периодов:

(12) Yt s At·X1t s at 2 ·X2t s at 3 ·X3t s Для периода времени t была с помощью МНК оценена модель (12), в которой в качестве наблюдений выступали доходные группы. Рассматривалось разбиение на 10 доходных групп, поэтому МНК-оценки коэффициентов Аt, at(2) и at(3) получены на выборке всего в 10 наблюдений. Возможными способами преодоления этой проблемы было бы увеличение числа наблюдений или создание более сложной модели. Но каждый из таких способов имеет свои недостатки, которые представляются более существенными, чем преимущества от их использования. Для расчетов использовались годовые данные за период с 2003 по 2010 год. Результаты оценивания модели приводятся в Таблице 2.

Таблица 2. Результаты регрессионного оценивания уравнения (12)2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 20At -0,152 0,044 -0,035 -0,089 -0,004 -0,047 -0,119 0,0a(2)t -0,056 -0,001 -0,033 -0,036 -0,014 -0,007 -0,043 0,0a(3)t -0,693 0,228 -0,065 -0,281 0,012 -0,101 -0,380 0,1число наблюдений 10 10 10 10 10 10 10 Распространенный R2 0,92 0,85 0,91 0,82 0,70 0,96 0,90 0,В условиях малого числа наблюдений традиционные статистические методы проверки значимости оказываются некорректными. Учитывая проанализированные особенности модели, результаты оценивания представляются приемлемыми и могут использоваться в дальнейших расчетах.

Рассмотрение модели в разных спецификациях – линейной, логарифмической и других – использованием различных весов в формуле (7) и другие вариации, выявило качественную близость полученных результатов.

С помощью соотношений (8)-(9) были рассчитаны межвременные дифференцированные по 10 доходным группам индексы сводные индексы потребительских цен, а также аналогичные индексы отдельно по непродовольственным товарам и услугам. Значения приростов таких индексов, трактуемые потребительская инфляция, в Таблице 3.

Таблица 3. Темп прироста цен (инфляция) по доходным группам за 8 лет, % год Накоплен- Средний 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 20группа ный за 8 лет за год 1 35,5 5,4 17,3 21,2 9,5 20,2 27,0 0,9 242,2 16,2 27,3 7,4 15,6 17,0 9,3 18,1 21,6 3,0 198,7 14,3 22,9 8,4 14,7 14,7 9,2 16,9 18,5 4,1 176,0 13,4 19,3 9,3 14,0 12,8 9,1 15,9 16,0 5,1 158,3 12,5 15,8 10,2 13,3 11,1 9,1 14,9 13,5 6,0 142,2 11,6 12,1 11,1 12,5 9,1 9,0 13,8 10,7 7,1 125,0 10,7 8,6 12,3 11,6 7,0 8,9 12,5 7,9 8,4 108,7 9,8 5,0 13,5 10,7 4,9 8,8 11,4 5,3 9,7 93,6 8,9 1,6 14,6 9,7 2,7 8,6 10,2 2,4 11,1 78,7 7,10 -5,1 17,2 7,9 -1,7 8,4 7,8 -2,6 13,7 52,8 5,Общий 13,7 10,9 12,7 9,7 9,0 14,1 11,7 6,9 131,3 11,Общий накопленный прирост цен (инфляцию) за период с 2003 по 20год, то есть за 8 лет, в целом по ИПЦ составил 131%, то есть цены выросли Распространенный R2 – коэффициент детерминации, распространенный на случай регрессии, не содержащей свободного члена. Подробнее см. Ершов Э.Б. Распространение коэффициента детерминации на общий случай линейной регрессии, оцениваемой с помощью различных версий метода наименьших квадратов // Экономика и математические методы, Т. 38 (2003), № 3. c. 107–120.

более, чем в 2 раза. Был рассмотрен аналогичный показательно для каждой доходной группы. Для младшей группы (с наименьшими доходами) он наибольший и составляет 242%, то есть цены выросли почти в 3,5 раза. С ростом номера группы (и среднего дохода) эта величина монотонно убывает (см. Табл. 2). Для старшей децильной группы (с наибольшими доходами) за лет цены выросли лишь на 53%. Инфляция для групп населения с низкими доходами оказывается существенно выше, чем для богатых. Средний темп прироста цен за рассматриваемый период показывает, что для первой децильной группы, цены возрастают каждый год примерно на 16,5%, в то время как для десятой инфляция составляет менее 6% в год. Высокая степень неравномерности инфляции по доходным группам привела к тому, что для двух лет (2006 и 2009), характеризуемых наибольшим различим в уровнях инфляции, для 10-й группы получены сведения о возможной дефляции.

Наибольший вклад в эту дифференциацию роста цен для богатых и бедных категорий населения вносят услуги – средняя инфляция по этой категории сильнее всего различается между группами (36% для бедных и дефляция 1% для богатых). Прирост цен по непродовольственным товарам различается значительно меньше, но все-таки значимо и стабильно во времени – средняя инфляция для богатых существенно меньше, чем для бедных (5% и 10% соответственно). В силу согласованности коэффициентов at(2) и at(3) и их пропорциональности коэффициенту Аt, определяющему динамику общего индекса, разброс в инфляции также пропорционален – для услуг выше в 3,раза, а для непродовольственных товаров – ниже в 3 раза. Динамика инфляции по продовольственным товарам по группам населения различается для отдельных лет, но в среднем оказывается близка.

Исследована динамика реальных доходов – дефлированных с помощью полученных индексов цен для отдельных доходных групп. Результаты приведены в Таблице 4.

Таблица 4. Темпы прироста реальных доходов, дефлированные дифференцированными по группам ИПЦ, % год Накоплен- Средний 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 20группа ный за 8 лет за год 1 -6,3 16,5 10,3 3,0 15,8 11,1 -10,1 17,0 67,6 6,2 0,0 15,6 9,9 5,9 14,7 12,2 -6,7 14,8 85,3 8,3 4,4 13,1 11,5 8,0 14,5 12,5 -4,7 12,8 96,9 8,4 7,3 12,0 11,2 10,8 13,4 13,6 -2,9 10,6 104,9 9,5 9,3 8,9 12,7 11,7 14,2 14,4 -0,4 8,4 111,2 9,6 15,1 6,7 13,5 13,9 14,2 15,9 2,5 5,2 126,6 10,7 15,2 8,4 12,9 15,7 16,6 17,8 2,5 4,2 139,6 11,8 21,6 9,4 12,4 17,3 18,9 17,3 2,8 4,1 161,2 12,9 21,7 8,7 18,4 17,4 19,4 15,3 7,7 3,7 182,4 13,10 29,7 13,5 16,2 24,6 16,5 18,6 6,5 3,2 223,5 15,Общий 10,4 13,0 12,5 12,1 16,4 13,8 -2,2 8,1 120,2 10,Реальный рост средних доходов рассчитан по данным ОБДХ и скорректирован на ИПЦ. Среднее значение дохода в ОБДХ оказывается существенно ниже, чем по данным макростатистики (примерно на 30-35%) и разрыв довольно стабилен. Соответственно реальные темпы роста доходов могут не совпадать с данными макростатистики. Задача распространения результатов, полученных по ОБДХ, на генеральную совокупность в настоящей работе не ставилась, хотя диссертантом, безусловно, осознается как необходимая для формирования корректных выводов о динамике дифференциации населения по реальным доходам на макроуровне. Такое распространение сопряжено со значительными содержательными и техническими трудностями и может стать предметом отдельного исследования.

В рассматриваемом периоде доходы населения в реальном выражении росли средним темпом выше 10% в год и за период с 2003 г. по 2010 г. выросли более чем вдвое, но по группам рост распределялся крайне неравномерно.

Номинальные доходы за этот период росли практически равномерно, более того в 1-й группе средний рост за 8 лет был даже несколько больше, чем в 10-й (24% против 22%).

Таким образом, различие в динамике реальных доходов является следствием различия в уровне инфляции для отдельных доходных групп в период с 2003 г. по 2010 г. Более высокая в среднем инфляция для категорий населения с низкими душевыми доходами привела к тому, что за 8 лет их доходы выросли в реальном выражении всего на 2/3 против 120% в среднем по всем категориям населения. Для более богатых ситуация иная – покупательная способность их доходов роста опережающими темпами и за 8 лет более чем утроилась. В итоге это сказалось на динамике дифференциации населения по доходам, определяемым с учетом их покупательной способности.

Для того, чтобы наглядно проиллюстрировать описываемую дифференциацию, была использована традиционная мера неравенства – коэффициент Джини. Полученные с помощью модельных расчетов оценки этого показателя не вполне сопоставимы с официальными данными Росстата (они также приводятся на Рисунке 1). В диссертации рассчитывался коэффициент Джини на уровне децильных группы (неявно предполагая, что внутри групп домохозяйства не различаются). Это упрощающее предположение было сделано в силу особенностей имеющихся данных.

Понятно, что таким образом был занижен коэффициент дифференциации.

Различие между модельным и официальным индексами объясняется, в том числе и этим обстоятельством. Хотя на Рисунке 1 справочно приведена и динамика официального индекса, основное внимание следует обратить на сравнение динамики рассчитанных модельных коэффициентов Джини по номинальным и реальным доходам.

коэффициент Джини 0,0,номинальный модельный 0,реальный модельный 0,официальный (правая ось) 0,0,0,0,0,0,0,0,год 0,35 0,2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 20Рис. 1. Дифференциации населения по номинальным и реальным доходам Рассчитанный по децильным группам номинальный модельный коэффициент Джини (НМК) имеет даже слегка убывающую динамику.

Начинаясь с уровня 0,37 в 2002 году, он колеблется вокруг этого значения до 2008 года и затем снижается до 0,35. Сопоставляя динамики официального и НМК Джини, можно отметить, что общее неравенство постепенно возрастало в течение периода 2002-2010 гг., однако межгрупповое неравенство (НМК Джини) было относительно стабильным.

Интерпретация этого показателя затруднена, поскольку его уровень зависит от выбора базового года, в цены которого дефлируются доходы.

Однако показательна динамика этого коэффициента, которая не зависит от выбора базового года и отражает дифференциацию доходов населения с поправкой на покупательную способность относительного базового года.

Рассчитанные в диссертации индексы цен покупок для старших децильных групп обычно оказываются меньше, чем для младших – инфляция для богатых меньше, чем для бедных. Распределение дефлированных доходов оказывается более неравномерным, чем номинальных – РМК Джини возрастает со временем. Причем этот рост оказывается весьма значительным – за неполные 10 лет, РМК Джини возрастает более, чем на 10 процентных пунктов – почти на треть. Результаты подтверждаются при использовании других мер дифференциации населения по реальным доходам – коэффициента фондов по децильным группам или дисперсии дефлированных доходов. Качественные выводы оказываются устойчивыми при рассмотрении разных спецификаций модели, варьировании доходных групп и других аналогичных изменениях.

Полученные в работе результаты могут быть использованы для различных целей, в том числе при анализе социальной политики, измерения эффективности мер по борьбе с бедностью, мобильности населения по доходам.

Возможно также получение прогноза дифференцированных по доходным группам индексов потребительских цен, которые могут применяться для средне- и долгосрочного прогнозирования потребительского поведения, в том числе расчета функций спроса по укрупненным группам товаров и услуг.

ОСНОВНЫЕ РЕЗУЛЬТАТЫ И ВЫВОДЫ РАБОТЫ 1. Сформулирована и проверена гипотеза эндогенности цен покупок.

Полученные результаты свидетельствуют о том, что группы домашних хозяйств с разными уровнями душевых доходов или объединенные по другому аналогичному признаку имеют разные потребительские предпочтения, в том числе в отношении не только структуры потребления, но и цен покупок.

Показано наличие зависимости межгрупповой динамики индекса таких цен продуктов питания от микроэкономических характеристик домохозяйств, в том числе от подушевой суммы расходов на питание.

2. Разработана и применена методика совместного использования информации из двух выборочных обследований. Информация о ценах покупок продуктов питания, отсутствующая в официальном ОБДХ Росстата, была восстановлена с использованием данных обследования RLMS.

3. На основе использования межгрупповой динамики цен покупок продуктов питания, разработан и реализован механизм расчета межвременных индексов цен таких покупок для отдельных доходных групп. Такие индексы трактуются, как продовольственная инфляция для отдельных доходных групп.

4. Предложена и оценена модель расчета общей потребительской инфляции, дифференцированной по доходным группам на основе информации ОБДХ. Показано, что на протяжении периода с 2003 г. по 2010 г. в России сохранялась устойчивая тенденция к более быстрому росту цен для бедных категорий населения по сравнению с богатыми.

5. Полученные дифференцированные по доходным группам общие индексы потребительских цен применены для дефлирования доходов населения в разбивке по децильным доходным группам, что позволило оценить динамику неравенства российского населения по реальным доходам. Полученные оценки показывают, что, несмотря на замедление роста неравенства в номинальном выражении, рост дифференциации российского населения по реальным доходам продолжался в последние годы достаточно быстрыми темпами.

СПИСОК ПУБЛИКАЦИЙ ПО ТЕМЕ ДИССЕРТАЦИИ Работы, опубликованные автором в ведущих рецензируемых научных журналах, рекомендованных ВАК Министерства образования и науки РФ:

1. Матыцин М.С. Моделирования межгруппового индекса цен покупок продуктов питания в зависимости от микроэкономических характеристик домашних хозяйств // Экономический журнал ВШЭ. – 2010. - № 4. – C. 177-201.

2. Матыцин М.С. Моделирование инфляции по продуктам питания с учетом доходов населения // Экономический журнал ВШЭ. – 2011. – № 2. – C. 507-531.

Другие работы, опубликованные и подготовленные к публикации автором по теме диссертации:

3. Матыцин М.С. Моделирование отраслевой структуры конечного потребления домашних хозяйств / Сборник статей аспирантов – 2009: в 2 вып. / Гос. Ун-т Высшая школа экономики, ф-т экономики; науч. ред. К.А. Букин. – М.: ГУ-ВШЭ. – 2009, вып. 2. – С. 23-46.

Лицензия ЛР № 020832 от 15 октября 1993 г.

Подписано в печать 24 сентября 2012 г. Формат 60x84/Бумага офсетная. Печать офсетная.

Усл. печ. л. 1,2.

Тираж 100 экз. Заказ №___. Типография издательства НИУ ВШЭ, 125319, г. Москва, Кочновский пр-д, д.






© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.