WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 23 | 24 || 26 | 27 |   ...   | 60 |

В результате количество наблюдений сильно различалось для двух данных спецификаций: от 8600 наблюдений на раунд в самой обширной по количеству наблюдений модели до 2404 на раунд в самой малой. Также для данного случая оценены регрессии с использованием не только модели AIDS, но и Роттердамской модели.

Применение последней сокращает количество наблюдений использования первых разностей. Роттердамская модель применяется для обеспечения базы для сравнения получаемых в различных спецификациях результатов.

636 Раздел V. Исследования реального сектора Проведено также сравнение оценок методом SUR и простым МНК. В качестве переменной, отражающей суммарные расходы, использованы общие доходы домохозяйств и сумма расходов на продовольственные товары. Далее, для сквозных регрессий построены оценки цен с элиминированной корреляцией цен исходных товарных категорий с доходом. Для этого (расчетного) вектора цен также были построены все виды указанных регрессий.

В силу панельной структуры данных наблюдается значительная гетероскедастичность и коррелированность остатков. Для борьбы с данными эффектами (приводящими к смещению и неэффективности оценок1) применена регрессия Прайса—Уинстона для коррелированных панелей. Результаты данного вида регрессий более эффективны, чем результаты оценивания с помощью метода SUR, но оцененные значения коэффициентов различаются не сильно.

В итоге после использования всех вышеуказанных спецификаций было получено 30 различных вариантов оценок. При анализе результатов оценивания выявлено следующее.

1. Для всех спецификаций применение в качестве вектора цен остатков парных регрессий удельных расходов на доход домохозяйств (вектор «очищенных цен») дает объясняемость (по критерию R-sq.-adj.) примерно в 10 раз меньшую, чем объясняемость при использовании фактических удельных расходов в качестве цен.

2. Роттердамская модель спроса дает примерно в 10 раз меньшие значения эластичностей, чем модель AIDS при применении как «очищенных» от влияния дохода цен, так и эмпирических. Результирующие ценовые эластичности спроса по Роттердамской модели для всех групп товаров не превышают 0,1 по абсолютным значениям.

3. Оценки с использованием МНК дают значительное смещение показателей.

Матрица корреляций остатков уравнений системы SUR недиагональна. Оценивание с помощью МНК приводит к искажению результатов2.

4. Регрессия Прайса—Уинстона для «очищенных цен» не дает значительного улучшения объясняемости. Учет коррелированности панелей в рамках сквозной регрессии недостаточен для учета всех видов взаимосвязей между переменными системы в пространстве и времени, что говорит о необходимости использования моделей, учитывающих эту панельную структуру.

5. Для всех оцененных регрессий размер коэффициента при доходе (сумме расходов) гораздо больше коэффициентов при ценах, что указывает на значительное превышение влияния доходов домохозяйств на размер спроса над влиянием вектора цен.

По результатам анализа с использованием данных в форме pool сделан вывод о необходимости учета панельной структуры данных для получения коэффициентов within- и between-компонент зависимостей и повышения общей объясняющей силы модели.

Также проведенное оценивание позволило выяснить, что использование «очищенных от влияния дохода» цен не дает возможности учесть «эффект качества» или констатировать его отсутствие, что делает данный инструмент непригодным Greene W.H. Econometric Analysis; Baltagi M. Econometric Analysis of Panel Data.

В случае недиагональной матрицы корреляций остатков системы уравнений с идентичным набором регрессоров оценивание каждого из уравнений системы по отдельности приводит к значительному смещению математических ожиданий оценок коэффициентов модели (Greene W.H.

Econometric Analysis).

Оценка эластичности потребительского спроса на основе данных опросов... для построения функций спроса, учитывающих рост качества потребляемых товаров при росте дохода.

Учитывая результаты данной предварительной стадии оценивания, в дальнейшем проводился анализ только для фактически заданных удельных расходов. Как уже упоминалось ранее, теоретические соображения и практические результаты дают основания сделать вывод о переоценке роли корреляции цен с доходом, учтенной подобным образом. Также не проводилось оценивание с использованием Роттердамской модели спроса, так как подобная спецификация спроса дает низкую объясняемость и нереалистичные значения ценовых эластичностей.

6.2. Оценивание системы спроса с учетом панельной структуры данных. Спецификация Мундлака После оценивания pool-регрессий было проведено оценивание с помощью спецификации Мундлака, для чего данные были преобразованы соответствующим образом. Системы уравнений спроса при использовании любой теоретической модели оцениваются с помощью методов, разработанных в рамках теории оценивания систем одновременных уравнений1. Все эти методы применимы только для анализа данных, представленных либо в форме временных рядов, либо в форме cross-section. Для случая панельной структуры данных не разработано методов оценивания систем одновременных уравнений, если необходимо оценить все уравнения системы, а не одно из них2.

Одним из возможных способов оценивания системы одновременных уравнений в применении к панельным данным является изначальное преобразование переменных в соответствии со спецификацией Мундлака. Эта спецификация объединяет в одно уравнение переменные within- и between-моделей3. Данная спецификация включает переменные, центрированные для каждого домохозяйства по времени, отвечающие за временной (некоторым образом усредненный) эффект, и переменные, усредненные по времени для всех наблюдений (домохозяйств), отвечающих за индивидуальный (between) эффект. Такие уравнения имеют такую же структуру ошибок, как и уравнения, используемые при оценивании систем одновременных уравнений для случая pool-регрессий, что достигается путем увеличения числа переменных в каждом из уравнений в 2 раза. Тогда к преобразованным таким образом данным возможно применить методы, разработанные в рамках теории оценивания систем одновременных уравнений для случая данных cross-section.

Дополнительно проведено оценивание по отдельности within- и between-компонент спроса с использованием метода SUR, что не обосновано теоретически, но позволяет получить представление о соотношении этих двух оценок. Первая из них позволяет учесть изменение спроса во времени для среднего домохозяйства, вторая — различия между домохозяйствами при абстрагировании от временного эффекта.

При оценивании системы спроса LA/AIDS проведена балансировка панели, что обеспечило одинаковое количество наблюдений для различных используемых спецификаций. При этом число наблюдений существенно уменьшилось и составило 2170 и 2404 по 6 раундам для случаев применения суммарных расходов и Greene W.H. Econometric Analysis.

Baltagi M. Econometric Analysis of Panel Data.

Mundlak Y. On the Pooling of Time Series and Cross Section Data. P. 69—85; Mundlak Y., Yahav J.A.

Random Effects, Fixed Effects, Convolution and Separation. P. 1399—1416.

638 Раздел V. Исследования реального сектора доходов соответственно1. Для between-регрессий это число меньше — 1081 наблюдение2, а для within-регрессий — такое же.

Полученные результаты позволяют сделать следующие выводы.

1. Оценка within значительно превосходит по значимости оценку between — доля объясненной с помощью данных оценок дисперсии эмпирического зависимого показателя (доли расходов) различается более чем в 5 раз для всех уравнений всех оцененных спецификаций.

2. Знаки и размер коэффициентов при независимых переменных для обеих оценок в большинстве случаев одинаковы (аналогичные переменные within- и between-групп имеют близкие по значениям коэффициенты).

3. Для случая within наблюдается большое количество незначимых коэффициентов при ценах.

4. Обе оценки в среднем однонаправлены (коэффициенты при переменных модели имеют одинаковые знаки для обеих оценок), но абсолютные значения коэффициентов сильно разнятся.

В обоих видах регрессий наибольшее значение имеет коэффициент при доходе, что говорит об определяющей роли данного фактора в формировании обеих компонент потребительского спроса.

После оценивания двух компонент спроса по отдельности было проведено оценивание согласно спецификации Мундлака, объединяющей обе компоненты. Данная спецификация удваивает количество объясняющих переменных. Это частично объясняет увеличение объясняемости модели по сравнению с раздельным оцениванием моделей between и within. Для данной спецификации также были оценены варианты модели с применением в качестве суммы расходов дохода домохозяйства и суммы расходов на продовольствие. Наилучшей с точки зрения рассчитанных ценовых эластичностей оказалась модель с использованием дохода, в то время как модель с использованием суммы расходов на продовольствие дает лучшую объясняемость, но оказывается неадекватной предпосылкам относительно спроса на данные группы товаров (знаки прямых эластичностей по цене и т.п.). Это может объясняться тем, что сумма расходов на продовольствие не совпадает с заявленными суммарными расходами, что говорит о субъективности оценки последней статьи опроса. В то же время распределение относительных долей расходов на рассматриваемые группы в общем доходе домохозяйств выглядит вполне правдоподобным, что частично объясняет получение более адекватных оценок эластичностей.

6.3. Расчет эластичностей некомпенсированного и компенсированного спросов и интерпретация результатов Для расчета эластичностей некомпенсированного спроса используется формула (11). Расчет эластичностей проводится с помощью оценок по спецификации Мундлака с доходом в качестве одной из объясняющих переменных. Данная спецификация является наилучшей из опробованных по значимости коэффициен Разница числа наблюдений обусловлена наличием большего числа данных по доходам, чем по суммарным расходам на продовольствие.

Уменьшение числа наблюдений в результате специфики эффекта between: число наблюдений необходимо сократить в 6 раз по сравнению с исходным, чтобы не завышать значимость переменных и эффективность (иначе получаем выборку, содержащую по 6 одинаковых наблюдений для каждого домохозяйства).

Оценка эластичности потребительского спроса на основе данных опросов... тов, теоретической состоятельности и адекватности модели данных. При использовании модели Мундлака расчет эластичностей дает не одну (как в случае оценки спроса по данным cross-section), а две матрицы ценовых эластичностей. Это связано с присутствием в регрессии переменных как центрированных по времени, так и усредненных по времени.

Матрицы эластичностей некомпенсированного (Маршаллианского) спроса для between- и within-компонент спроса приведены ниже (табл. 4).

Таблица Матрицы ценовых эластичностей некомпенсированного спроса для финальной спецификации between Группа 1 2 3 4 5 6 1 —1,551 0,012 0,016 0,203 —0,235 0,283 0,2 3,25E—02 —1,073 0,019 0,026 0,028 0,034 0,3 0,051 0,023 —1,093 0,04 0,044 0,054 0,4 0,288 0,121 0,105 —0,644 0,232 0,036 0,5 0,0237 0,136 0,196 0,146 —0,721 0.426 0,6 —0,095 0,072 0,114 0,018 0,019 —0,698 0,7 0,012 0,006 0,007 —0,041 0,01 —0,059 —0,within Группа 1 2 3 4 5 6 1 —0,33 0,018 0,026 0,035 0,027 0,039 0,2 0,057 —0,979 0,031 0,042 0,032 0,185 0,3 —0,052 0,034 —0,951 0,066 0,052 0,074 0,4 0,06 0,177 0,105 —0,628 0,035 0,049 0,5 0,042 0,15 0,149 0,085 —0,445 0,034 0,6 —0,029 1,51E—02 0,022 —0,009 0,023 —0,59 0,7 0,021 0,008 0,011 0,054 0,012 0,017 —0,Примечание. Цифрами 1—7 обозначены агрегированные группы продовольственных товаров, использованные в анализе: 1 — «Бакалея», 2 — «Овощи — фрукты», 3 — «Мясо — рыба», 4 — «Молоко», 5 — «Кондитерские изделия», 6 — «Алкоголь», 7 — «Неалкогольные напитки».

Подробный состав групп и расшифровку названий см. в табл. 1.

Все прямые ценовые эластичности меньше нуля, что говорит об отсутствии товаров Гиффена среди исследуемых групп. При этом прямая эластичность спроса по всем группам выше для between-компоненты, чем для within. Это может быть объяснено тем, что between-компонента не учитывает изменения спроса во времени, а является средней по времени для всех домохозяйств. С точки зрения экономической интерпретации это может означать, что долгосрочный спрос на данные товары более эластичный, чем краткосрочный1, что согласуется с экономической теорией.

Учитывая, что первая компонента спроса усреднена по времени, а вторая отражает ежегодные колебания показателей вокруг этой средней, between-компонента может быть трактована как долгосрочный (за 6 лет) спрос среднего домохозяйства, а within — как годичные флуктуации этого спроса. Данная интерпретация не является формальной и требует дальнейшего теоретического обоснования.

640 Раздел V. Исследования реального сектора Рассмотрим по отдельности данные компоненты.

Between-компонента спроса. Для between-компоненты наибольшей прямой эластичностью по цене обладает спрос на бакалейные товары, что не является ожидаемым результатом. Две другие высокие прямые эластичности — для групп «Овощи — фрукты» и «Мясо — рыба» — вполне укладываются в представления о товарах этих групп как обладающих высокой ценовой эластичностью. Если исключить тот вариант, что полученные значения эластичностей для первой компоненты могут быть ненадежны вследствие ранее демонстрировавшейся слабой объясняемости такой модели, то можно предложить следующую экономическую трактовку данного факта. Большую часть товаров группы «Бакалея» составляют крупы и макароны — товары согласно традиционным взглядам на структуру предпочтений потребителя низкого качества. В то же время согласно общим интуитивным представлениям при росте дохода семьи переключаются с данных товаров на товары других групп. Наиболее близким заменителем данной группы служат товары группы 4, включающей яйца и молочные продукты (в том числе сыр). Перекрестная эластичность данных двух групп практически симметрична (см. табл. 4) и составляет в среднем 0,25, что является невысокой величиной, но наибольшей среди перекрестных эластичностей первой группы. Тогда высокая эластичность по цене первой группы товаров может быть связана с тем, что при повышении цен на крупы и макароны, составляющих значительную долю потребления семей с низким доходом, которые образуют большинство выборки (см. табл. 1 и 2), домохозяйство переключается на потребление молочных продуктов (остальные перекрестные эластичности данной группы близки к нулю, что говорит о сравнительной изолированности данной группы).

Для 2-й группы товаров («Овощи — фрукты») наибольшие перекрестные эластичности наблюдаются с группами 4 и 5, причем оба значения несимметричны.

Pages:     | 1 |   ...   | 23 | 24 || 26 | 27 |   ...   | 60 |



© 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.