WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 16 |

Библиография 1. Greene W.H. Econometric Analysis. Prentice Hall International, Inc 2000.

2. Baltagi M. Econometric Analysis of Panel Data. Second ed. John Wiley&Sons, 1995.

3. Hsiao C. Analysis of Panel Data. Second ed. Econometric Society Monographs, 2003.

4. Deaton A., Muellbauer J. An Almost Ideal Demand System // The American Economic Review. Vol. 70. No. 3 (Jun., 1980). P. 312– 336.

5. Barnett W.A. Theoretical Foundations for the Rotterdam Model // The Review of Economic Studies. Vol. 46. No. 1 (Jan., 1979).

P. 109–130.

6. Pashardes P. Bias in Estimating an Almost Ideal Demand System with the Stone Index Approximation // The Economic Journal.

Vol. 103. No. 419 (Jul., 1993). P. 908–915.

7. Nordhaus W.D. The Quality Change in Price Indexes // The Journal of Economic Perspectives. Vol. 12. No. 1 (Winter, 1998). P. 59–68.

8. Lewbel A. Characterizing Some Gorman Engel Curves // Econometrica. Vol. 55. No. 6 (Nov., 1987). P. 1451–1459.

9. Berndt E.R., Darrough M.N., Diewert W.E. Flexible Functional Forms and Expenditure Distributions: An Application to Canadian Consumer Demand Functions // International Economic Review.

Vol. 18. No. 3 (Oct., 1977). P. 651–675.

10. Appelbaum E. On the Choice of Functional Forms // International Economic Review. Vol. 20. No. 2 (Jun., 1979). P. 449–458.

11. Darrough M.N., Southey C. Duality in Consumer Theory Made Simple: The Revealing of Roy’s Identity // The Canadian Journal of Economics. Vol. 10. No. 2 (May, 1977). P. 307–317.

12. Chambers M.J. Estimation of Continuous-Time Dynamic Demand System // Journal of Applied Econometrics. Vol. 7. No. 1 (Jan.–Mar., 1992). P. 53–64.

13. Roy E.B., Scarth W.M. Adjustment Costs and Aggregate Demand Theory // Economica, New Series. Vol. 47. No. 188 (Nov., 1980).

P. 423–431.

14. Blanciforti L., Green R. An Almost Ideal Demand System Incorporating Habits: An Analysis of Expenditures on Food and Aggregate Commodity Groups // The Review of Economics and Statistics. Vol. 65. No. 3 (Aug., 1983). P. 511–515.

15. Lewbel A. Nesting the Aids and Translog Demand Systems // International Economic Review. Vol. 30. No. 2 (May, 1989). P. 349– 356.

16. Lee Lung-Fei, Pitt M.M. Microeconometric Demand System with Binding Nonnegativity Constraints: The Dual Approach // Econometrica. Vol. 54. No. 5 (Sep., 1986). P. 1237–1242.

17. Court L.M. Entrepreneurial and Consumer Demand Theories for Commodity Spectra // Econometrica. Vol. 9. No. 1 (April, 1941).

P. 135–162.

18. Rosen S. Hedonic Prices and Implicit Markets: Product Differentiation in Pure Competition // The Journal of Political Economy. Vol. 82. No. 1 (Jan.-Feb., 1974). P. 34–55.

19. Ohsfeldt R.L., Smith B.A. Estimating the Demand for Heterogenous Goods // The Review of Economics and Statistics. Vol. 67. No. (Jan., 1985). P. 165–171.

20. Cropper M.L., Deck L.B., McConnell K.E. On the Choice of Functional Form for Hedonic Price Functions // The Review of Economics and Statistics. Vol. 70. No. 4 (Nov., 1988). P. 668–675.

21. Bitros G.C., Panas E.E. Measuring Product Prices Under Conditions of Quality Change: The Case of Passenger Cars in Greece // The Journal of Industrial Economics. Vol. 37. No. 2 (Dec., 1988). P. 167– 186.

22. Feenstra R.C. Exact Hedonic Price Indexes // The Review of Economics and Statistics. Vol. 77. No. 4 (Nov., 1995). P. 634–653.

23. Anglin P.M., Gencay R. Semiparametric Estimation of a Hedonic Price Function // Journal of Applied Econometrics. Vol. 11. No. (Nov. Dec., 1996). P.633–648.

24. Dhrymes P.J. Alternative Asymptotic Tests of Significance and Related Aspects of 2SLS and 3SLS Estimated parameters // The Review of Economic Studies. Vol. 36. No. 2 (Apr., 1969). P. 213– 226.

25. Sargan J.D., Mikhail W.M. A General Approximation to the Distribution of Instrumental Variables Estimates // Econometrica.

Vol. 39. No. 1 (Jan., 1971). P. 131–169.

26. Hansen L.P., Singleton K.J. Generalized Instrumental Variables Estimation of Nonlinear Rational Expectations Model // Econometrica. Vol. 50. No. 5 (Sep., 1982). P. 1269–1286.

27. Sargan D.J. The Estimation of Economic Relationships Using Instrumental Variables // Econometrica. Vol. 26. No. 3 (Jul., 1958).

P. 393–415.

28. Alston J.M., Foster K.A., Gree R.D. Estimating Elasticities with the Linear Approximate Almost Ideal Demand System: Some Monte Carlo Results // The Review of Economics and Statistics. Vol. 76.

No. 2 (May, 1994). P. 351–356.

29. Liebhafsky H.H. New Thoughts about Inferior Goods // The American Economic Review. Vol. 59. No. 5 (Dec., 1969). P. 931– 934.

30. Silberberg E. Separability and Complementarity // The American Economic Review. Vol. 62. No. (1972). P. 196–197.

31. Jorgenson D.W., Lau L.J. The Transcendental Logarithmic Utility Function and Demand Analysis // Deparment of Economics, Harvard University (Feb., 1970).

32. Mundlak Y. On the Pooling of Time Series and Cross Section Data // Econometrica. Vol. 46. No. 1 (Jan., 1978). P. 69–85.

33. Mundlak Y., Yahav J.A. Random Effects, Fixed Effects, Convolution and Separation // Econometrica. Vol. 49. No. 6 (Nov., 1981).

P. 1399–1416.

34. Aghion P., Howitt P. Endogenous Growth Theory // The MIT Press, Cambridge, 1998.

Приложения Приложение 1. Теория двойственности:

тождество Роя и лемма Шепарда Рассмотрим аспект двойственности более формально с привлечением математического аппарата, так как он занимает центральное место в последующем изложении различных систем спроса [11, 13].

Функция полезности f(x) называется «прямой» функцией полезности, так как ее аргументами служит вектор потребления x размерности N, где N – количество товаров, потребляемых агентом. Задача максимизации полезности потребителя обычно формулируется как нахождение максимума функции f(x) при бюджетном ограничении pTx=M, где p – вектор цен благ, входящих в функцию полезности, а M – доход потребителя или сумма его расходов на все товары, входящие в вектор x. Таким образом, решение задачи максимизации прямой полезности приводит к системе уравнений спроса размерности N:

x1* = 1( p, M ) = 1( );

.... (П1–1) x * = N ( M ) = N ( ), p, N где – вектор нормализованных цен (деленных на доход). Если выполнена предпосылка об однородности функций спроса нулевой степени по ценам и доходу, то такая нормализация может быть проведена.

Заменяя аргументы функции полезности их оптимальными значениями из системы (П1–1), можно получить альтернативное представление функции полезности, называемое косвенной функцией полезности:

* * U = f (x ( p, M )) = V ( p, M );

* f (x (v)) = g(v) (П1–2) или T V ( p, M ) max f (x) : p x M, x 0N.

x Функция косвенной полезности показывает максимальную полезность, которую может достичь потребитель при заданных ценах и доходе. Очевидно, что прямая функция полезности полностью определяет косвенную функцию. Может быть показано, что функция косвенной полезности точно так же полностью определяет реконструированную прямую функцию полезности, если и прямая, и косвенная полезности подчиняются условиям регулярности:

1) прямая функция полезности f(x) должна быть положительной, непрерывной и конечной для любого xN>>0N ;

2) функция f(x) не убывает для положительных значений x;

3) функция f(x) квазивогнута для xN>>0N ;

4) косвенная функция полезности g(v) должна быть положительной, непрерывной и конечной для любого vN>>0N ;

5) функция g(v) не возрастает для положительных значений v;

6) функция g(v) квазивыпукла для vN>>0N.

Если обе рассмотренные функции полезности обладают вышеуказанными свойствами, то реконструированная из косвенной полезности функция прямой полезности будет в точности совпадать с исходной функцией:

T * f (x) ming(v) : v x 1, v >> 0N f (x). (П1–3) v Отсюда проистекает формулировка тождества Роя:

Если косвенная функция полезности удовлетворяет условиям 4–6, если реконструированная полезность определена формулой вида (П1– 3), функция косвенной полезности дифференцируема в точке оптимальных цен и градиент этой функции ненулевой в этой точке, то решение задачи максимизации полезности:

* max{f (x) : v*T x 1, x >> 0N} (П1–4) x является единственным и равняется x(v*) g(v*) / v*T g(v*) (П1–5) при неотрицательных оптимальных ценах.

Это тождество Роя в общем виде. Таким образом, данное тождество может быть использовано в теории потребителя для вывода оптимальных функций спроса на каждый товар, базируясь только на функции косвенной полезности.

По аналогии с косвенной функцией полезности функция расходов получается из задачи минимизации расходов потребителя при заданном уровне полезности после подстановки решения данной задачи в целевую функцию (в данном случае – бюджетное ограничение прямой задачи), в то время как косвенная функция полезности получается из решения прямой задачи максимизации полезности после подстановки решения в функцию полезности. Тогда формально функция расходов может быть определена как:

_ E( p,u) = min pT x : u(x) = U = px*( p,U );

x (П1–2а) xi* = hi ( p,U ).

Такая нумерация формул использована для того, чтобы подчеркнуть аналогичность данной части теории потребительского выбора выводу косвенной функции полезности и тождеству Роя.

Функции спроса, получаемые в результате решения такой задачи, есть функции компенсированного спроса (спроса по Хиксу).

Свойства функции расходов:

1) строго возрастает по U и не убывает по p;

2) вогнута по p;

3) непрерывна по всем аргументам;

4) линейно-однородна по ценам на товары.

На основании этих свойств функции расходов может быть доказана лемма Шепарда:

Функция компенсированного спроса на товар есть частная производная функции расходов по цене товара i:

E( p,U ) = hi ( p,U ) = xi*( p,U ). (П1–5а) pi Лемма Шепарда (П1–5а), как и тождество Роя (П1–5), позволяет вывести функцию спроса не напрямую из функции полезности, что связано с уже указанными выше трудностями, но из вида функции расходов, которая по конструкции гораздо проще функции полезности и легче наблюдаема и реконструируема.

Приложение 2. Общие распределения исходных цен, цен, приведенных к реальным, и расчетных цен агрегированных групп Одним из возможных источников искажения данных является неправильное индексирование цен для их приведения к базовому году.

Нижеприведенные материалы (суммарные статистики по ценам) свидетельствуют о том, что форма распределений переменных меняется в ходе индексирования: распределения становятся более концентрированными, амплитуда значений падает, возрастает количество наблюдений около нуля. Однако все это должно приводить лишь к улучшению оценок, а не к их ухудшению. Чем более концентрировано распределение переменных, тем лучше они подходят для анализа. Отсюда вывод: приведение переменных к реальным ценам не может быть причиной получения искаженных результатов оценивания системы спроса.

Другими возможностями являются:

- некорректное агрегирование цен по группам;

- некорректные цены как удельные расходы сами по себе.

Таблица П2–Суммарная статистика по номинальным ценам по всей панели Число Переменная Средняя Стат. откл. Min Max наблюдений 1 2 3 4 5 prwhite 12 438 10,71173 5,548382 0,328571 prblack 8 962 8,696208 4,327439 0,4375 prgrain 5 512 13,31437 4,866504 1,9 prflour 3 003 8,67655 3,855527 0,65625 prpasta 7 057 14,14844 6,356281 2 93,prcnvegs 271 41,41444 22,6229 7 prpotato 2 192 5,658458 2,564041 0,5 prcabbages 2 449 5,996288 5,308474 0,5 prcucumber 108 51,80981 57,35733 2,333333 429,prtomato 2 022 16,38757 10,36209 2,5 83,Продолжение таблицы П2–1 2 3 4 5 prbeets 1 572 7,964195 4,491723 1 pronion 2 478 10,22118 10,46505 1,471429 prsquash 169 8,68316 6,976189 1 prothervegs 541 14,00812 14,2499 2 prmelon 1 785 5,056979 4,008316 0,5 prcnfruit 86 52,68204 39,19685 1 prberry 476 34,65518 18,18376 2,5 prfruit 4 894 23,78324 12,96503 1 prdrfruit 333 50,85602 33,57338 6 prnut 1 710 39,33126 43,54538 2 prcnmeat 1 190 65,71062 27,08293 12 253,prbeef 3 094 61,47217 29,43292 6,666667 prgoat 161 59,78596 30,33734 8 prpork 2 518 63,82832 31,11315 5 216,prorgan 1 702 42,64188 18,28073 2,5 170,prpoult 4 332 49,7003 18,48065 6,666667 prlard 1 025 48,53691 28,10149 5 166,prsausages 7 775 78,60545 35,24408 5 prspro 2 122 56,05965 24,84486 2,4 prcnmilk 919 41,499 21,67196 4 prmilk 8 286 8,429761 4,3399 0,8 75,prsmilk 4 166 19,38244 20,91413 0,714286 671,prcream 4 444 37,89117 16,7347 3,8 prcurd 2 967 44,6833 26,23861 3 prcheese 3 539 84,19927 34,09073 6 pricecream 2 401 51,47657 26,74853 8,750001 prvoil 7 130 28,01632 11,71798 3 prbutter 5 595 63,81057 19,15089 14 260,prsugar 5 574 15,56702 4,101096 2,5 prmargne 2 804 28,54482 9,12164 10 83,prcandy 4 881 71,29061 51,91945 6 1216,prjelly 49 54,37187 44,96591 9 prhoney 662 103,3583 54,92542 16 600, Продолжение таблицы П2–1 2 3 4 5 prcake 6 806 35,5646 23,26005 8,2 pregg 6 156 1,602378 0,502694 0,233333 prfish 4 777 41,38073 34,40098 1,5 571,prcnfish 1 649 67,74507 77,34495 8 prtea 5 448 137,8218 100,6353 16 3500,prcoffe 2 702 410,219 284,8489 20 prdrink 2 687 15,31685 11,55701 1,666667 prsalt 3 227 23,28306 84,89628 0,5 prmushroom 193 64,31258 44,59628 5,555556 prvodka 1 787 92,26791 47,22037 10 800,prliquor 767 89,00264 81,31029 10 880,prbeer 2 629 21,30668 9,291864 3,5 prtobacco 6 194 6,116285 4,759532 0,833333 preatout 4 739 183,7837 311,517 1 4999,Таблица П2–Суммарная статистика по реальным ценам по всей панели Число наПеременная Средняя Ст. откл.

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 16 |



© 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.