WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 18 | 19 || 21 | 22 |   ...   | 53 |

См.: Налоговая реформа в России: анализ первых результатов и перспективы развития / Научные труды ИЭПП. М.: ИЭПП, 2003. № 50.

www.iet.ru Индексация ставок акцизов в 2001 г. оказалась ниже темпов инфляции и соответственно слабо повлияла на уровень цен по сравнению с размахом колебаний, спровоцированных конъюнктурой рынка. Принятые в июле 2002 г. поправки к Налоговому кодексу обусловили повышение с 2003 г.

ставок акцизов на бензин с октановым числом ниже 80 до 2190 руб. за тонну и для бензина с более высокими октановыми числами до 3000 руб. за тонну. Повышение ставок акцизов способствовало укреплению наметившейся в мае 2002 тенденции к повышению цен на автомобильный бензин.

Несмотря на значительные изменения в динамике цен на бензин, объем реализации автомобильного бензина не претерпевал на исследуемом периоде существенных изменений, сравнимых по масштабу с колебаниями цен (см. рис. 2.6, на графике можно видеть квартальные колебания объема продаж автомобильного бензина с небольшим восходящим трендом.). Необходимо отметить, что несоответствие динамики объема продаж бензина колебаниям цен свидетельствуют о достаточно низкой ценовой эластичности спроса в краткосрочном периоде.

Рисунок 2.Объем реализации бензина автомобильного на внутренний рынок (в тыс. тонн) янв.01 апр.01 июл.01 окт.01 янв.02 апр.02 июл.02 окт.Основной моделью при исследовании выбиралась модель спроса на бензин у розничных покупателей. Для спецификации функции спроса требуется наличие данных о ценах бензина, объемах розничной продажи и www.iet.ru доходах потребителей. Нами использовались недельные данные об индексах объемов розничной продажи бензина и ценах бензина в регионах РФ из сборника «Срочная информация по актуальным вопросам» Госкомстата РФ. Поскольку основные экономические показатели, такие как индексы цен по регионам и потребительские доходы, были доступны нам только в месячном выражении, рассчитывались средние розничные цены бензина и объемы продаж за месяц.

На рис. 2.7 приведена гистограмма распределения пересчитанных в среднемесячное выражение цен на автомобильный бензин всех категорий, скорректированных при помощи региональных индексов цен.

Рисунок 2.Для приведения цен в регионах РФ к сопоставимому виду, средняя цена розничной продажи умножалась на отношение стоимости корзины из основных продуктов питания по России к стоимости в рассматриваемом регионе. Скорректированная таким образом цена на бензин имеет распреwww.iet.ru деление, близкое к нормальному внутри каждого месяца. Проведенный тест Пирсона не позволяет отвергнуть гипотезу о нормальности на 5%-ном уровне значимости.

Спецификация и оценка модели потребительского спроса на автомобильный бензин. Выше был рассмотрен вопрос о построении функции спроса. В частности, приведены теоретические соображения, лежащие в основе специфицируемой нами функции потребительского спроса. В начале главы была предложена модель спроса следующего вида:

log q= е ln y + lnp.

В рамках первого приближения функции спроса можно перейти в полученном выражении от дифференциалов к конечным приращениям показателей в зависимости спроса от цен и дохода. Для малых приращений изучаемых переменных уравнение спроса приводится к виду ~ log qit= е [log(уit)–wit log(pit)– (1-wit)log( pit )] + log(pit),(42) ~ где pit – средняя цена товаров, кроме бензина, входящих в потребительскую корзину.

Здесь предполагается использование панельных данных по ценам, объемам и потребительскому доходу для регионов РФ (индекс i) и месяцев 2002 г. (индекс t). Необходимо отметить, что преимущество использования показателей в первых разностях по времени состоит в исключении влияния на оценки фиксированных региональных эффектов, что позволяет избежать дополнительных вычислительных процедур. Дефлирование показателей с помощью региональных индексов цен имело целью приведение региональных показателей к сопоставимому виду. Следует отметить, что оценка спроса на агрегированных временных рядах не требует дефлирования номинальных показателей, поскольку функция некомпенсированного спроса обладает свойством однородности нулевой степени по ценам и доходу потребителя.

Следует остановиться на интерпретации оцениваемого уравнения. Спецификация уравнения спроса на панельных данных подразумевает одинаковую модель спроса в разных регионах. Таким образом, различие объемов спроса в разных регионах с одинаковыми среднедушевыми доходами, по нашему предположению, объясняется только различием цен в этих регионах.

Выписанное уравнение в первых разностях по времени оценивалось нами с помощью обобщенного метода наименьших квадратов на панельных данных по регионам РФ и месяцам 2002 г. При построении матрицы ковариации учитывалась возможность автокорреляции во времени. Оцененное уравнение имеет вид:

www.iet.ru ~it log qit = 0.021+0.128 [log(уit)–witlog(pit)–(1–wit)log( p )] – (3.64) (3.11) – 0.451log(pit)43. (43) (–5.39) F-stat=39.Таким образом, оценивается зависимость изменения логарифма потребляемых объемов бензина от изменения логарифма доходов, скорректированных на индекс цен, и от изменения логарифмов потребительских и розничных цен с учетом весов этих групп товаров в потребительской корзине (по значению F-статистики отвергается гипотеза об одновременном равенстве нулю всех коэффициентов модели, за исключением константы).

Ценовая эластичность компенсированного спроса равна 0,451, а эластичность некомпенсированного спроса по доходу равна 0,12844. Можно заметить, что ценовая эластичность спроса, как и эластичность спроса по доходу, оказывается достаточно низкой. Для сравнения, приведенная в работе Hausman, Newey (1995), оценка эластичности в уравнении спроса на бензин в США в 1970-е гг., специфицированном в виде линейнологарифмической зависимости, для ежемесячных данных составляет 0,81.

Таким образом, спрос на бензин оказывается низкоэластичным, что подтверждает наше предположение, высказанное при сопоставлении временных рядов цен на автомобильный бензин и объема его реализации.

Исследование частных характеристик функций спроса на бензин, построение кривых Энгеля. Наиболее важными частными характеристиками спроса являются зависимость цена–потребление и кривая Энгеля. В работе Russel (1983) для оценка кривой Энгеля исследовалась зависимость вида wi= ( p)r (ln y), где w – доля расходов на изучаемое благо, р – a r r цена блага, у – доход потребителя, аr и – некоторые функции. В данной r работе мы использовали спецификацию модифицированной кривой Энгеля в виде w=a(p)+b(p)(ln y)+d(p)(ln y)2, см. Deaton (2000), при этом рассматривались различные спецификации для функций a, b и d. Как оказалось, наилучшей в смысле асимптотических статистик коэффициентов оказалась следующая модель вида w=a1+а2ln p+b1ln y.

Под уравнением приведены значения t-статистик.

Если в одном из регионов среднедушевой доход выше на 1%, чем в другом регионе, то потребление бензина в первом регионе выше на 0,128%. Одновременно с этим, если в одном регионе средневзвешенная цена бензина выше на 1%, объем потребления бензина в этом регионе ниже на 0,451%.

www.iet.ru Уравнение оценивалось для модели с фиксированными эффектами (within-регрессия). Оценка уравнения привела к следующим результатам:

w=0.04 + 0.029 ln p – 0.018 ln y. (44) (18.04) (10.24) (–8.42) F-stat =57.Можно заметить, что знак коэффициента перед логарифмом цены положительный, тогда как знак перед логарифмом доходов отрицательный.

Следовательно, доля расходов на бензин имеет тенденцию к росту с ростом цены бензина (что, по-видимому, обусловлено низкой эластичностью спроса на бензин). Кроме того, доля расходов на бензин имеет тенденцию к снижению с ростом дохода. Зависимость объема потребительского спроса от размера доходов потребителей может оказаться нелинейной, что связано с разной потребностью в бензине у групп населения с разными доходами.

Рассмотрим показатель доли расходов на бензин в совокупных доходах pq( p,y) потребителей w=. Эта доля зависит как от цены товара, так и от y дохода потребителя. Из оценки модифицированной кривой Энгеля можно получить преобразование показателя этой доли такое, что из нее исключается зависимость от текущих цен. Действительно, рассмотрим разность ~ ~ ~ ~ w =w- a1 - a2 ln p, где ai –соответствующие оценки коэффициентов в уравнении (44). Тогда полученная переменная не зависит от текущих цен на бензин.

Показатель скорректированной доли расходов на бензин в доходах потребителей зависит только от величины доходов, что позволяет нам воспользоваться непараметрической оценкой кривой Энгеля для спроса на бензин. Непараметрическая оценка позволяет, не строя конкретной параметризации парной модели зависимости одной величины от другой, построить график этой зависимости. На основании полученного графика можно судить о свойствах изучаемой зависимости и подобрать наилучшую параметрическую форму для оцениваемого уравнения.

Если проводить аналогию между непараметрической y(x) оценкой и стандартной линейной регрессией y=a0+a1x, то в непараметрическом случае оценивается зависимость вида y=a0(x)+a1(x)x, т.е. коэффициенты рассчитываются в зависимости от значения независимой переменной. Подобного функционального вида добиваются тем, что оценка уравнения происходит не по всему массиву наблюдений, а лишь по его части, находящейся в окрестности точки х. Доля наблюдений, которые используются для оценки, характеризуется параметром диапазона или числом точек N, которые используются для оценки зависимости при конкретном значении незавиwww.iet.ru симой переменной. Если общее количество точек равно H, то =N/H. Здесь мы пользуется так называемым ядровым методом оценки, когда группы точек усредняются с помощью специальной функции, называемой ядром.

Рассмотрим ядро K(v), K(v)dv =1, с ядровой функцией K(v)= -k-K(v/). Пусть имеются данные z1, z2,…,zn, тогда для матричной функции В(z), непараметрической (ядровой) оценкой условного математического n n ожидания является Е[В(z)х]= )K (x - xj ) / (x - xj ). Область K B(z j j =1 j=сглаживания по независимой переменной х задается параметром N.

Поскольку в нашем распоряжении не было инструментов для непараметрической оценки на панельных данных, для устранения региональных эффектов непараметрические оценки рассчитывались для первых разностей по времени региональных показателей, т.е. происходил поиск зависимости ~ ~ ~ вида wit = wit – wit -1 = f(yit – yit-1).

График непараметрической оценки зависимости скорректированной доли расходов на бензин от логарифма доходов с параметром диапазона N=приведен на рис. 2.7.

Рисунок 2.График непараметрической оценки зависимости изменения скорректированной доли расходов на бензин от изменения доходов (усреднение по 30 точкам) по регионам РФ 0.0.0.-0.3 -0.2 -0.1 0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.-0.-0.Можно заметить, что в целом наблюдается тенденция к снижению доли расходов на бензин с ростом логарифма доходов.

www.iet.ru При увеличении диапазона усреднения до N=79 график приобретает более ярко выраженную нелинейную форму: составляя относительно большую часть в доходах более бедных групп населения, доля расходов на бензин в доходах снижается. Затем, по достижении величиной доходов некоторого значения доля расходов на бензин становится постоянной. Таким образом, можно говорить о выраженной нелинейной зависимости скорректированной доли расходов на бензин от доходов (см. рис. 2.8).

Рисунок 2.График непараметрической оценки зависимости изменения скорректированной доли расходов на бензин от изменения доходов (усреднение по 79 точкам) по регионам РФ 0.0.0.0.-0.3 -0.2 -0.1 0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.-0.-0.-0.Наклон модифицированной кривой Энгеля в выбранной спецификации q q y w определяется следующим выражением =w( – )= w(q –1). Со ln y y y гласно результатам непараметрического оценивания можно говорить о том, что, поскольку вплоть до некоторой величины доходов потребителя наблюдается убывающая зависимость доли расходов на бензин от доходов, эластичность спроса на бензин по доходу оказывается меньше единицы.

Следовательно, бензин является благом первой необходимости. Следует также отметить, что поскольку в целом зависимость скорректированной доли расходов на бензин от доходов является монотонной, при оценке модели спроса можно использовать логарифмическую параметризацию.

Кривая цена–потребление может быть построена как частная характеристика из уравнения спроса. Восстанавливая эффект цены из уравнения спроса, можно получить следующее выражение:

www.iet.ru log(qit ) = –0.451 – 0.128 wi.

log( pit ) Таким образом, наблюдается серия зависимостей для разных уровней дохода. При этом зависимость ценовой эластичности от уровня дохода оказывается нелинейной вследствие обнаруженной нелинейной зависимости доли расходов на товар в доходах. Согласно сделанным оценкам, ценовая эластичность спроса вначале растет с ростом дохода, а затем приближается к постоянному значению.

Эластичность спроса по доходу оказывается меньше единицы. В этом случае, при росте доходов на 1% спрос растет менее чем на 1%. Таким образом, бензин оказывается благом первой необходимости. Можно привести несколько объяснений этому факту. Во-первых, поскольку для исследования используются региональные данные, с учетом того факта, что в регионах существует некоторый минимальный уровень потребления бензина, покрывающий потребность в транспортных услугах, переход от одного региона к другому сопровождается относительно небольшим изменением объема спроса на бензин, в то время как среднерегиональные доходы могут меняться в значительной степени.

Во-вторых, часть спроса на розничном рынке бензина может быть обусловлена закупками бензина предприятиями. Вследствие этого спрос, предъявляемый покупателями на розничном рынке бензина, оказывается частично не обусловленным размером дохода потребителей. В-третьих, возможна ситуация, когда водители автомобилей могут получать дополнительные доходы, предлагая услуги частной перевозки, окупая таким образом затраты на покупку бензина. Это обуславливает более слабую зависимость спроса на розничную покупку бензина от измеряемых доходов потребителей.

Построение модели распределения бремени акцизов между потребителями. Рассмотрим изменение благосостояние потребителей в результате воздействия акциза на бензин. Предположим, что величина акциза составляет, и он целиком перекладывается на потребителя, p*=p0+. Тогда используя разложение по Тейлору, можно получить:

q* q*( p0 + ) p0 + W=– (1-[ ] +1) –q* (1+ ) +pp0 Пусть совокупные поступления акцизов от розничной продажи бензина составляют Т. Тогда, в соответствии с подходом частичного равновесия, бремя налога, приходящееся на группу потребителей, доля расходов на wi бензин у которых составляет wi, равна Т.

Pages:     | 1 |   ...   | 18 | 19 || 21 | 22 |   ...   | 53 |



© 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.