Ершов Э. Б., Матыцин М. С. исследовательский университет Научно
реклама
Ершов Э. Б., Матыцин М. С.
Научноисследовательский университет
«Высшая школа экономики», Москва
ЭКОНОМИЧЕСКАЯ ТЕОРИЯ И СТАТИСТИЧЕСКАЯ ПРАКТИКА АНАЛИЗА
ПОТРЕБИТЕЛЬСКОГО ПОВЕДЕНИЯ ДОМАШНИХ ХОЗЯЙСТВ
1. Согласно общепринятой точке зрения экономическая теория (ЭТ) и
статистическая практика (СП), взаимодействуя, помогают друг другу в понимании и
совершенствовании своих концепций, понятий, методов и результатов, определении
направлений движения. В целом, как правило, она реализуется. Но периодически
возникают «тупиковые» ситуации или так называемые ловушки, когда ЭТ и СП
добровольно или вынуждено соглашаются со взаимно принимаемыми ограничениям и
предположениями, даже обосновывают их, тем самым сужая сферы своих усилий,
отказываясь от изучения становящихся важными социально–экономических явлений.
Реальный выход из ловушки становится возможным при координированных действиях в
сферах ЭТ и СП, преодолевающих устаревающие догмы и ставшие привычными барьеры.
В докладе эта проблема характеризуется для разделов ЭТ и СП, связанных именно с
анализом потребительского поведения домашних хозяйств. Прогностический аспект
проблемы заслуживает отдельного рассмотрения.
2. В научной и учебной литературе существуют несколько принципиально
различающихся подходов к анализу и моделированию поведения потребителей, под
которыми обычно понимаются отдельные индивидуумы или домашние хозяйства.
Наиболее известная и продвинутая версия теории такого поведения базируется на
предположении, согласно которому оно соответствует максимизации потребителем своей
функции полезности на его бюджетном ограничении при экзогенно заданных для
потребителя ценах и уже определенных им потребительских расходах. Последние
определяются в рамках модельных построений, характеризующих взаимосвязанную
динамику доходов и цен, сбережений, заимствований и возврата долгов.
3. Экономическая теория не конкретизирует то, для какого набора товаров и услуг
она описывает потребительское поведение одного домашнего хозяйства или некоторой их
совокупности. Такая конкретизация неизбежно делается в исследованиях эмпирической
направленности, использующих статистические данные. Структура последних
относительно консервативна и накладывает ограничения на область практического
использования соответствующей теории. Однако, из общих соображений и знания фактов,
относящихся к потребительскому поведению отдельных домохозяйств и их членов,
очевидно, что множество товаров и услуг, на котором конкретное домашнее хозяйство
способно формировать и реализовать свои предпочтения, не является универсальным,
изменяется со временем, зависит от многих его характеристик, что функции полезности и
спроса даже на товары текущего потребления зависят не только от душевого дохода и цен,
но и от других факторов (возрастных и гендерных характеристик членов семей, состояния
их здоровья, места проживания, характера работы, наличия имущества и т.п.).
4. Для отдельного домашнего хозяйства анализ его потребительского поведения
неизбежно сводится к его вербальному описанию. Возможности моделирования такого
поведения возникает при выделении и рассмотрении группы потребителей,
предполагаемой однородной. Целесообразности выделения таких групп и применения к
ним теории, использующей функции полезности, посвящена Глава 18 «Руководства по
индексу потребительских цен: Теория и практика», подготовленному МОТ, МВФ, ОЭСР,
1
Евростатом, ЕЭК ООН и Всемирным банком (издание на русском языке: Вашингтон,
Международный Валютный Фонд, 2007). Но применение подхода, учитывающего
неоднородность совокупности потребителей, наталкивается на серьезные практические
трудности. Но методология выделения однородных групп потребителей не разработана.
5. Предположение об экзогенности цен на покупаемые товары и услуги вполне
оправдано микроэкономическим и статическим рассмотрением проблемы, когда
индивидуальный потребитель не оказывает влияния своим спросом на цены. Для коротких
периодов времени экзогенность цен, по–видимому, оправдывается и при рассмотрении
поведения групп потребителей или их совокупности в масштабах экономики страны или
ее региона. Однако экзогенность цен не эквивалентна, по нашему мнению, их равенству
для различных, предполагаемых однородными групп потребителей. В условиях, когда
цены покупок на группы товаров и услуг для разных групп потребителей, существенно
различаются, и в динамике изменяются веса групп и их доходов в их общем доходе,
моделирование макроэкономического потребительского поведения совокупности
домашних хозяйств как поведения одного представительного агента может оказаться не
учитывающим существенные стороны изучаемого объекта. Поэтому должна быть
корректно сформулирована, подтверждена или опровергнута гипотеза об эндогенности
рыночных цен, с которыми сталкиваются домашние хозяйства. В зависимости от того,
оправдается ли она или будет отвергнута, можно развивать макроэкономическое и
макроструктурное моделирование потребительских расходов домашних хозяйств.
6. Нерешенные вопросы моделирования поведения потребителей в последние годы
рассматривались многими авторами (Balk, Dalen, Deaton, Diewert, Hill, Triplett, Turvey).
При обсуждении принципов расчета индекса потребительских цен и индекса стоимости
жизни отмечались различия функций полезности и средних цен покупок по группам
товаров для групп потребителей, необходимость учета динамики цен в базовом и текущем
периодах. Модели, учитывающие особенности исследуемого объекта, не предлагались.
7. В исследованиях, использующих российские данные, отмечаются и
характеризуются различия цен, по которым потребители приобретают товары из одной
группы. Так Варшавский А. Е. в работе «Проблемы инноваций: риски и ответственность
(на примере рынка продуктов питания и внутреннего потребления» (ЦЭМИ РАН, 2009)
приходит к заключению о сегментации рынка пищевых продуктов, характеризуемой
двумя тенденциями: «рост цен и качества – для богатых, снижение качества при
постоянной цене – для бедных». Очевидно, что эти тенденции проявляются в
дифференциации средних цен покупок для потребителей с разными доходами.
8. Различие цен, по которым приобретаются товары и услуги различными группами
домаш них хозяйств, было осознано и в теоретическом аспекте. Калман в (Kalman P. J.
Theory of consumer behavior when prices enter the utility function, Econometrica, Vol.36,№ 3–
4, 1968) включил в число аргументов функции полезности не только приобретаемые или
потребляемые количества q1,…,qn товаров и услуг, но и их цены p1,…,pn. Такое включение
Калман мотивировал, ссылаясь на работы Маршака [Jacob Marschak (1943)]; Веблена [T.
Veblen (1912)]; Тарстоунa [L. L. Thurstone (1931)] и Шитовски [T. Scitovsky (1945)], в
которых цены покупок связывались с качествами приобретаемых благ. Калман показал,
что такое обобщение понятия «функция полезности» приводит к возможности получения
неоднородных по ценам и суммарным расходам функций спроса на блага. Но эта идея не
была развита, не доведена до выбора класса соответствующих функций полезности U(q;p)
и спроcа, до методов оценки их параметров по доступным статистическим данным.
9. Применяемые при построении функций спроса модели, как правило, используют
гипотезу однородности функции полезности. Редкое исключение представляет статья
Феенстра и Рейнсдорфа [ R. C. Feenstra, M. B. Reinsdorf, An exact price index for the almost
ideal demand system, Economics Letters 66 (2000)]. В ней показана возможность введения
2
при некоторых предположениях индекса цен Дивизиа для неоднородной системы
функций спроса. Отметим, что в получившей признание AIDS–модели [A. Deaton, J.
Muellbauer, An almost ideal demand system, American Economic Review 70 (3). 1980]
гипотеза однородности используется и цены рассматриваются как экзогенно задаваемые.
10. Предположение об однородности функций спроса в неявном виде принимается
и используется и при определении структуры статистических данных, получаемых в
результате выборочных обследований доходов и расходов домашних хозяйств, когда в
первичных и итоговых данных есть расходы в текущих ценах по группам товаров и услуг
или их доли в расходах (или доходах), но нет сведений о ценах покупок или о количествах
приобретаемых товаров и услуг (хотя бы в ценах базового периода). Очевидно, что для
многих групп товаров невозможно получить данные, характеризующие их покупки или
потребление в натуральных единицах. Предполагать, что домашние хозяйства
самостоятельно могут учитывать свои расходы не в текущих ценах приобретения, а в
ценах некоторого базового, например, предшествующего, периода, нереалистично.
В этих условиях представляется важным проанализировать возможности
выявления так называемой эндогенности цен, по которым домашние хозяйства
приобретают товары и услуги, сгруппированные в принимаемые статистическими
ведомствами группы. Эндогенность может быть следствием различий в детальных
товарных структурах таких групп благ, реально доступных разным потребителям,
дифференциации функций полезности для групп потребителей и различной оценки
потребителями соотношения цена/качество блага. Если гипотеза эндогенности цен не
отвергается на стадии анализа статистических данных, то разработку теории поведения
потребителей, учитывающих такую эндогенность, можно будет считать актуальной.
11. Гипотеза эндогенности цен тестируется с использованием доступных данных о
потреблении продуктов питания российскими домашними хозяйствами. В результате
анализа накопленных данных о структуре расходов домашних хозяйств была выдвинута
гипотеза о наличии зависимости (предположительно положительной) функции полезности
не только от количества потребляемых товаров, но и от их цены. Такая зависимость может
объясняться чувствительностью потребителей к качеству продукта или другим его
характеристикам, в том числе не имеющим прямого отношения к процессу потребления,
индикатором которых могла бы служить цена товара. Допускается, что цена покупки
некоторого товара является результатом выбора потребителя и отражает его предпочтения
качества, времени, условий покупки. Для эмпирической проверки такой зависимости была
выдвинута вспомогательная гипотеза о наличии положительной зависимости между
уровнем доходов (расходов) и ценой потребляемой продукции одного вида.
12. Анализ структуры потребления домашних хозяйств в России и эмпирическая
проверка гипотез фактически могут использовать только данные Выборочных
обследований бюджетов домашних хозяйств (ВОБДХ), проводимых Росстатом, и данные
Российского мониторинга экономического здоровья (RLMS). Детальное ознакомление с
данными из этих источников показало, что данные ВОБДХ не могут использоваться для
целей данного исследования. Доступные данные не могут рассматриваться (даже после
возможных преобразований) как сопоставимые данные для «панели» отдельных
домохозяйств в разные периоды. При переходе к средним показателям для выделяемых
групп домохозяйств получаются сопоставимые расходы по «агрегированным товарам», но
нет сведений о соответствующих средних ценах покупок для таких групп
Принципиальным преимуществом данных RLMS перед ВОБДХ с точки зрения
дальнейшего анализа является наличие информации о покупках продуктов питания не
только в стоимостном, но и в натуральном выражении, что позволяет получить данные о
ценах покупок для отдельных видов продуктов по каждому наблюдению. Для
исследования вопроса о наличие предполагаемой зависимости между ценами и расходами,
3
данные были агрегированы в группы домашних хозяйств. Группы строились по уровню
расходов на питание на члена семьи. Наблюдения были отсортированы по этому
показателю и разделены на группы. Предполагается, что выделяемые группы
потребителей являются однородными и представительными для рассматриваемой задачи
выявления дифференциации цен покупок по укрупненным позициям продовольственных
товаров в зависимости от показателей, определяющих их потребительское поведение.
13. Результаты анализа исходных данных, содержащихся в ВОБДХ и RLMS,
подробно характеризуются в докладе Матыцина М. С. «Проблемы использования
результатов выборочных обследований домашних хозяйств для моделирования структуры
их расходов» на Конференции молодых ученых настоящего Конгресса. Расходы на
покупку продовольственных товаров (по 57 позициям) фиксируются лишь за период
недели, предшествующей интервью, что, очевидно, вносит фактор случайности - далеко
не все (в том числе, регулярно потребляемые) продовольственные товары покупаются
каждую неделю. Расходы для домохозяйств фиксируются не для общей для всех них
недели. Все это приводит к значительным несоответствиям номенклатуры покупок для
каждого хозяйства в соседних волнах опроса и значительно затрудняет проведение
межвременных сопоставлений. Выявлены неполная система ответов, когда опрашиваемый
указывал, что приобретал тот или иной продукт питания, но «забывал» указать количество
или стоимость (или, реже, и то, и другое), и «рыхлость данных», проявляющуюся в том,
что многие домашние хозяйства, особенно хозяйства с относительно низким уровнем
доходов/расходов, сообщали о приобретениях продовольственных товаров лишь по
небольшой части номенклатуры товарных позиций в опросе (в среднем по 15 позициям).
Описанные особенности и явные неточности в индивидуальных данных не позволили
использовать для анализа взаимосвязи уровней доходов/расходов и цен покупок исходные
данные по отдельным домашним хозяйствам. Расчеты проведены для групп домохозяйств.
.14. В проведенном анализе использовались данные RLMS за 2006 год. После
исключения незначительного количества наблюдений, не содержавших необходимые
данные, исследуемая совокупность составила 5500 наблюдений. Для исследования
стабильности получаемых результатов использовались разбиения на10), 20 , 50 и 100
групп Домохозяйства были упорядочены по возрастанию среднедушевых расходов на
приобретаемые продукты питания. Выделение большего числа групп с учетом иных
показателей было затруднено тем, что в данных не содержались предполагаемые важными
сведения. В каждом варианте разбиения по группам рассчитаны показатели суммарных
расходов на покупку каждого вида продуктов и их суммарное количество. Средние цены
рассчитаны как отношение расходов на товар в группе к приобретенному количеству.
На основе этих показателей рассчитаны индексы цен Ласпейреса (IPL), Пааше
(IPP), Фишера (IPF) и Монтгомери (IPM), интерпретируемые как «пространственные»
(относятся к одному периоду времени, сравнивают между собой уровень цен в разных
группах домашних хозяйств). Индексы рассчитаны сначала как цепные (рассматривается
превышение уровня цен следующей группы над уровнем для предыдущей). Базисные
индексы рассчитаны по отношению к первой группе. Индексы Ласпейреса и Пааше можно
считать индексами с переменной корзиной. Индекс цен Монтгомери в отличие от индекса
цен Фишера обладает свойством согласованности при агрегировании, то есть при расчетах
для последовательно объединяемых групп товаров его значение не зависит от выбора
таких групп, и может трактоваться как индекс с постепенно изменяющейся товарной
структурой, порождаемый конструкциями индексов Дивизиа и Монтгомери.
15. В случае разбиения на 10 групп для всех четырех индексов гипотеза в целом
подтверждается. Но уровень расходов на продукты питания растет значительно быстрее,
чем межгрупповые индексы цен и рост суммы расходов не может быть объяснен только
дифференциацией цен покупок по группам домашних хозяйств. Гипотетически возможна
такая ситуация, что все домашние хозяйства в выборке потребляют примерно одинаковые
4
количества товаров, но по разным ценам, и все различия в сумме расходов на продукты
питания могут объясняться только разными ценами покупок. Межгрупповые индексы цен
Фишера и Монтгомери характеризуются практически неразличимой зависимостью от
душевого расхода на продовольственные товары, что хорошо согласуется с теорией
индексов цен и косвенно подтверждает корректность построения индексов.
В расчетах по 20 группам домохозяйств каждый из индексов растет с ростом
расходов. Однако рост уже не является монотонным – наблюдаются некоторые точки, в
которых происходит снижение индекса, что означает, что уровень цен в следующей
группе (с большей суммой расходов на питание) ниже, чем в предыдущей (с меньшей
суммой расходов). Общий рост уровня цен даже несколько выше, чем в случае 10 групп
(38% против 35%). Индексы Монтгомери и Фишера также
имеют практически
неразличимую динамику. Индекс Ласпейреса значительно опережает индекс Пааше.
16. В расчетах для 50 и 100 групп домохозяйств соответственно получили развитие
эффекты, отмеченные при переходе от 10 групп к разбиению на 20 групп. По средним
индексам Фишера и Монтгомери наблюдается рост уровня цен с ростом душевых
расходов. Однако линии получились значительно более «изрезанные». Связь индексов
Фишера и Монтгомери не выглядит столь близкой, как в предыдущих случаях. В случае
разбиения на 50 групп они различаются в первую очередь в области групп с малым
доходом, и движутся практически параллельно с некоторым превышением IPF над IPM.
При переходе к разбиению на 100 групп, индексы «движутся» параллельно, но
расходятся по мере продвижения к группам с большей суммой расходов. Расхождение в
«динамике» становится более выраженным. Использование индексов IPL и IPP для
выявления зависимости цен от душевых расходов на приобретение продуктов питания
при относительно малых различиях последних для соседних групп не оправдывается.
Необходимо учитывать и другие характеристики для выделенных групп домохозяйств,
что должно уменьшить немонотонность (шероховатость) изучаемой зависимости.
17. В качестве альтернативного подхода рассмотрены индексы с фиксированной
(для всех групп) корзиной (индексы Лоу). Общепринятого способа выбора корзины, по–
видимому, нет. Для сравнения были построены индексы с корзинами групп первой, 50-й,
90-й и сотой групп). Рассчитанные индексы возрастают с ростом дохода в группах,
причем этот рост немонотонный, присутствуют достаточно сильные колебания. Чем более
высокого уровня корзина (соответствует более высокой расходной группе)
рассматривается, тем значительнее оказывается итоговый рост – менее 150% для индекса,
построенного на корзине первой группы, до 350% для корзины сотой группы. С ростом
уровня корзины растет волатильность индексов.
18. В результате сопоставления базисных «пространственных» индексов цен
покупок продуктов питания и общей суммы расходов на питание была выявлена
устойчивая зависимость между этими показателями. Были оценены регрессионные
модели для зависимости базисного индекса цен (Фишера или Монтгомери) от отношения
логарифмов расходов в каждой группе (при 50 и 100 группах домохозяйств) к логарифму
расходов для первой: группы :
IP = β * log(расходы kой группы))/log(расходы 1 ой группы) + C.
Для 50 и 100 групп получены уравнения для обоих индексов с положительными
коэффициентами , что подтверждает исследуемую гипотезу и устойчивость исследуемой
зависимости по отношению к выбору числа групп. Регрессии характеризуются высокими
значениями показателя R2 {R2(F)0,922, R2(M)0,909} и значимыми оценками
коэффициентов , несколько большими единицы {(F)1,185, (M)1,347}.
На рисунке приведены графики рассчитанных и выровненных базисных индексов
цен Фишера и Монтгомери (им соответствуют правые шкалы) и их разностей (им
5
соответствуют левые шкалы). На горизонтальной оси приведены номера групп
домохозяйств.
Зависимости базисных индексов цен Фишера и Монтгомери от логарифма
отношения душевых расходов: IP = * log(расходы для k-ой группы)/log(расходы1-ой
группы) +C
(для 50 групп домашних хозяйств)
Индекс цен Фишера
Индекс цен Монтгомери
1.6
1.6
1.4
1.4
1.2
1.2
1.0
1.0
.12
.12
0.8
0.8
.08
.08
.04
.04
.00
.00
-.04
-.04
-.08
-.08
5
10
15
20
Residual
25
30
Actual
35
40
Fitted
45
50
5
10
15
20
Residual
25
30
Actual
35
40
45
50
Fitted
19. Устойчивая положительная зависимость между ценами покупок и уровнем
расходов может отчасти объясняться их взаимным влиянием. Возможно, что более
высокие цены покупок в группах с более высокой суммой расходов являются не
следствием, а причиной больших расходов. Для оценки степени такого возможного
влияния был проведен анализ, в котором наблюдения ранжировались не по сумме
расходов на питание, а по общей сумме расходов на члена домохозяйства (расходы на
продукты питания входят в эту сумму, составляя в среднем от нее 37%.). Основные
наблюдаемые эффекты и, как следствие, выводы остаются без изменений. В целом,
прослеживается тенденция к увеличению уровня цен в группах с большей суммой общих
расходов при увеличении размаха колебаний в группах с высокими расходами.
20. Гипотезу эндогенности цен покупок для продовольственных товаров
предлагается признать не отвергаемой, подтверждаемой эмпирически. Обнаруженный
эффект дифференциации отношений цен продовольственных товаров для групп
домашних хозяйств, формируемых по уровню душевых расходов (по этим товарам и по
всем потребительским товарам) позволяет сформулировать следующие направления
исследований в области анализа потребительского поведения домашних хозяйств:
А) включение в уравнения для базисных индексов цен на продовольственные
товары по группам домохозяйств других характеризующих эти группы факторов;
Б) выявление дифференциации индексов цен (для последовательности периодов
времени) по агрегированным группам продовольственных товаров и по всем таким
товарам для групп домашних хозяйств, моделирование связей групповых индексов цен с
индексом потребительских цен (ИПЦ) по продовольственным товарам;
В) разработка систем функций спроса на продовольственные товары в условиях,
когда, гипотеза независимости цен покупок от уровня душевых доходов или расходов для
разных групп потребителей, предполагаемых однородными, отвергается, представляется
невозможным экзогенное задание таких дифференцированных по группам потребителей
цен, используемых в классических функциях спроса, и. цены
покупаемых
продовольственных товаров в данных выборочных обследований Росстата отсутствуют.
6
