WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 16 |

Эластичность продовольственных товаров по доходу предполагается положительной для исследуемых групп, т.е. выдвигается гипотеза о нормальности большинства исследуемых товаров. При этом следует отметить, что в большинстве исследований подобной направленности (см., например, [9, 14]) вся категория продовольствия оказывается инфериорным благом. Такое отличие выдвигаемой предпосылки от стандартной обусловлено тем, что исследование потребительского спроса, как правило, включает также и спрос на промышленные товары, относительно которых продовольствие есть инфериорное благо. В данной работе влияние спроса на промышленные товары на спрос на продовольствие не рассматривается. Если же принять предпосылку автономности совокупных расходов на продовольствие (что подтверждается динамикой общих доходов и расходов на продовольствие домохозяйств выборки, см. рис. 3), то каждая группа продовольственных товаров может быть нормальным благом.

Также ожидается, что зависимость агрегированных групп от цен других групп слабее, чем аналогичная зависимость для узких категорий: агрегирование должно приводить к росту независимости групп друг от друга согласно общей теории агрегирования спроса [13].

Оцениваемая модель спроса – AIDS, как следует из ее спецификации, не учитывает возможный «эффект качества», т.е. в рамках принятых предпосылок – связи между доходом домохозяйства и ценами приобретения товаров. Кроме того, агрегирование товаров по группам приводит к ослаблению корреляции цен агрегированных групп и дохода. Поэтому для учета корреляции удельных расходов на единицу товара неагрегированных категорий и дохода строятся парные регрессии удельных расходов (расчетных цен) на доход. Такие регрессии дают зависимость расчетных цен приобретаемых то варов от характеристик их качества, прокси-переменной для учета которых служит размер дохода. Учтенная зависимость после оценивания может быть явным образом инкорпорирована в оцененную систему спроса без учета изменения качества для получения функций гедонического спроса, которые являются некоторыми поверхностями в пространстве расчетных цен, дохода, количества товара и его качества. За неимением последней характеристики функция спроса с учетом изменения качества будет поверхностью в пространстве расчетных цен, дохода и количества, но при этом расчетные цены должны распасться на 2 компоненты: зависящую и не зависящую от качества.

Ввиду этого в ходе оценивания также проверяется гипотеза о наличии в оцениваемой системе спроса эффекта зависимости расчетных цен от дохода (качества). Для этого строятся регрессии по расчетным ценам, учитывающим связь с доходом и не учитывающим ее. В случае если исходная спецификация элиминирует эффект дохода (качества), модель, построенная на основании расчетных цен, очищенных от эффекта дохода, будет давать гораздо худшие результаты, чем исходная. В этом случае эффект дохода не может быть учтен таким образом и требует дополнительного анализа [17, 18, 21].

В настоящем исследовании агрегирование приводит к сильному ослаблению корреляции удельных расходов (расчетных цен) и дохода домохозяйств, как указано в разделе 2.2. Поэтому следует ожидать, что результаты оценивания с использованием вектора расчетных цен, очищенного от этой корреляции, будут хуже результатов с использованием первоначальных удельных расходов: такая замена будет учитывать связь, которой в исследуемой выборке нет (точнее, она исчезает вследствие агрегирования). Проведенное оценивание подтверждает это предположение.

5. Результаты оценивания В ходе построения системы спроса согласно модели AIDS была обнаружена значительная (около 40%) корреляция расчетных цен неагрегированных товаров с доходом домохозяйств. При этом в силу малочисленности наблюдений по каждому товару в отдельности построение общей корреляционной матрицы невозможно. Вместо этого были рассчитаны попарные корреляции всех 57 расчетных цен с доходами домохозяйств за период оценивания.

При переходе к реальным расчетным ценам (дефлированным на индекс цен 1999 г. наиболее близкой категории продовольственных товаров, индекс цен рассчитан Госкомстатом) коэффициент корреляции падает на 10–20%. Доходы домохозяйств дефлируются с использованием сводного ИПЦ по всем продовольственным товарам.

Делается вывод, что связь расчетных цен и дохода почти наполовину обусловлена не ростом качества покупаемых продуктов, но общим темпом инфляции, повышающим как номинальный доход, так и цены. Рассчитываемые коэффициенты корреляции включают корреляцию и во времени, и в пространстве. Расчет отдельно корреляций обоих видов для неагрегированных товаров невозможен ввиду малой частоты наблюдений по этим категориям товаров. Однако суммарная корреляция во времени и пространстве всегда будет выше, чем каждая из компонент в отдельности (при условии однонаправленности этих двух компонент корреляции, что гарантируется природой рассматриваемой взаимосвязи). Это делает возможным использование суммарной (сквозной) корреляции как приближения сверху значений корреляций в пространстве и во времени: значения пространственной корреляции и корреляции во времени по отдельности не превышают значений показателя суммарной корреляции [1].

При переходе к агрегированным расчетным ценам, получаемым на основании эмпирических (взятых из выборки) удельных расходов на продовольственные товары, корреляция расчетных цен укрупненных групп с доходом еще более ослабляется (составляет 5–10%).

Таблица Корреляции агрегированных цен с доходом и между собой Доход 1 0,029 0,100 0,100 0,098 0,100 0,087 0,«Неалко- 0,029 1 –0,001 0,050 0,118 0,030 0,075 0,гольные напитки» «Алко- 0,100 –0,001 1 0,123 0,116 0,020 0,009 0,голь» «Конди- 0,100 0,051 0,123 1 0,129 0,030 0,041 0,терские изделия» «Молоко» 0,098 0,118 0,116 0,129 1 0,100 0,126 0,«Мясо – 0,102 0,036 0,024 0,039 0,101 1 0,258 0,рыба» «Овощи – 0,088 0,076 0,009 0,042 0,127 0,250 1 0,фрукты» «Бакалея» 0,095 0,094 0,044 0,124 0,217 0,120 0,152 Это указывает на то, что сама операция агрегирования товаров в группы значительно ослабляет «эффект качества» в его наблюдаемой части, выражаемой в зависимости расчетных цен на товары от дохода потребителей после исключения инфляционной компоненты из обоих показателей.

Тогда оценивание функций спроса, проводимое на основе агрегированных расчетных цен, будет в значительной степени свободно от этого эффекта, и в случае необходимости он может быть учтен дополнительно.

Ввиду вышесказанного было проведено оценивание зависимости номинальных расчетных цен неагрегированных товаров от реального дохода домохозяйства [3, 4]. Однако использование в качестве фрукты » « Бакалея » Доход « Неалко гольные напитки » « Алкоголь » « Конд.

из делия » « Молоко » « Мясо – рыба » « Овощи – вектора цен остатков этих парных регрессий (которые должны отражать цены на товарные группы, очищенные от влияния дохода домохозяйств) не привело к удовлетворительным результатам. В силу конструкции функций спроса (15) и в силу получаемой низкой корреляции агрегированных расчетных цен с доходом был сделан вывод, что данная компонента спроса нуждается в дополнительном исследовании. Поэтому в рамках инструментария, использованного в данном исследовании, построение общих функций спроса, учитывающих эффект изменения качества, представляется затруднительным.

Оценивание системы функций спроса согласно модели LA/AIDS (формула (15)) предполагает применение двух основных групп факторов – дохода (равного сумме расходов) домохозяйства, взвешенного по индексу цен специального вида, и цен всех включаемых категорий товаров. В качестве объясняемой переменной используется доля расходов на данную группу в общих расходах. Сумма расходов на все оцениваемые группы не совпадает с суммой дохода домохозяйства, как это предполагается общей моделью, из-за неполноты применяемой системы уравнений (она не включает спрос на промышленные товары). Поэтому оценивание проводилось с использованием в качестве меры общих расходов как дохода, так и суммы расходов на все продовольственные товары, за вычетом расходов на питание вне дома (относятся к услугам, а не к продовольственным товарам).

Доли расходов на каждую группу товаров (объясняемые переменные) также различались в зависимости от спецификации дохода.

Теоретически более правильной является спецификация с использованием суммы расходов, так как в этом случае выполняется ограничение, требующее равенства суммы долей расходов единице. Приводятся обе применяемые спецификации:

Функции (24), записанные в форме долей расходов, являются эквивалентными функциям потребительского спроса только в том случае, если выполняется равенство функции расходов косвенной функции полезности. Причем последнее достигается только в точке оптимального выбора потребителя. Таким образом, соответствие используемых данных оптимальному выбору потребителя является критичным условием для существования функций спроса в подобной форме. Далее везде предполагается выполнение данного условия.

piqi = wi = i + log p + ij j piqi j i + i log( piqi ) - log log pk + i; i =1..7;

wk ik (24)piqi = winci = i + Y + log p + - log log pk + i; i =1..7.

ij j logY wk j k 5.1. Оценивание системы спроса без учета панельной структуры данных Первоначальные регрессии строились на основании модели данных, не учитывающей их панельную структуру (pool). Такая спецификация позволяет оценить величину общего влияния цен и дохода на спрос и в отличие от модели с панельными данными менее требовательна к числу степеней свободы (количеству наблюдений). С учетом того что для многих домохозяйств декларируемые расходы и результирующие расчетные показатели либо близки к нулю («нулевые» наблюдения»), либо, наоборот, являются завышенными по сравнению с основной массой наблюдений, оценивание было проведено с учетом данного типа наблюдений и без них (соответственно «несбалансированные» и «сбалансированные» данные). В результате количество наблюдений сильно различалось для двух данных спеФормулы оцениваемых регрессий приведены без учета панельной структуры данных – для случая сквозных регрессий по аналогии с [4, 6, 28].

цификаций: 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 из-за использования первых разностей7. Роттердамская модель применяется для обеспечения базы для сравнения получаемых в различных спецификациях результатов.

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 наблюдаются значительная гетероскедастичность и коррелированность остатков. Для борьбы с данными эффектами (приводящими к смещению и неэффективности оценок [1, 2]) 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 указанных выше спецификаций было получено 30 различных вариантов оценок. Они приведены в Приложениях 3, 4.

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 объясняеПри построении показателей в первых разностях количество периодов в выборке уменьшается на 1 из-за исключения первого периода. Используемая выборка распространяется на 6 периодов, поэтому применение первых разностей приводит к сокращению доступных для оценки наблюдений на 1/6.

мость 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 не диагональна. Оценивание с помощью МНК приводит к искажению результатов8.

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 во 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 для построения функций В случае недиагональной матрицы корреляций остатков системы уравнений с идентичным набором регрессоров оценивание каждого уравнения системы по отдельности приводит к значительному смещению математических ожиданий оценок коэффициентов модели [1].

спроса, учитывающих рост качества потребляемых товаров при росте дохода.

С учетом результатов данной предварительной стадии оценивания в дальнейшем проводился анализ только для фактически заданных удельных расходов. Как уже упоминалось ранее (разделы 2.2, 3.3, 4.3), 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.

5.2. Оценивание системы спроса с учетом панельной структуры данных.

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 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.