CC BY
57
Экономика
5(20) - 2005
ЭЛАСТИЧНОСТЬ РЕГИОНАЛЬНОГО СПРОСА И ПОТРЕБЛЕНИЯ ПРОДУКТОВ ПИТАНИЯ
A.M. ШОГЕНОВ, кандидат экономических наук
Как известно, основными факторами, определяющими уровень и структуру спроса, являются доходы покупателей и цены на рынке. Для изучения влияния этих факторов на покупательный спрос, измерения эластичности спроса и предложения (их реагирования на изменения социально-экономических условий на рынке) в экономической науке и практике используются разнообразные факторные модели. Как правило, их основой является корреляционно-регрессионный анализ. Однако эмпирические коэффициенты эластичности, полученные на основе однофакторных моделей, несовершенны вследствие связи факторов. Поэтому необходимы иные подходы к изучению эластичности спроса и потребления на основе многофакторных моделей, характеризующих уровень доходности и ценовой фактор в целом.
Для изучения зависимости душевого потребления продуктов питания от доходов населения и рыночных цен были проанализированы данные по республикам РФ за 1999 г. Прежде всего, были рассчитаны аналитические группировки, характеризующие уровень потребления основных продуктов питания в зависимости от душевых доходов, отношения доходов к прожиточному минимуму, к индексам цен.
В группировке по доходам населения группиро-вочный фактор изменяется: 632 руб./чел. в первой группе регионов, 937 руб./чел. — во второй группе; 1 707 руб./чел. — в третьей группе. При этом сопутствующие факторы по группам наблюдений также имеют положительную тенденцию: возрастает соотношение доходов и прожиточного минимума, снижается индекс цен. Аналогичная тенденция наблюдается во второй группировке по фактору отношения доходов к прожиточному минимуму. Вместе с тем в третьей группировке (по индексам цен) в первой группе регионов наблюдается самый низкий индекс цен на фоне высоких доходов; далее по группам по мере увеличения индекса цен душевые доходы снижаются.
Таким образом, изменения душевого потребления продуктов питания по группам регионов обусловливаются не только тем или иным группи-ровочным признаком, но и сопутствующими факторами: в первой группировке отношения доходов к прожиточному минимуму, а также индексу цен; во второй группировке — душевых доходов и индекса
цен; в третьей группировке — душевых доходов и отношения доходов к прожиточному минимуму.
Анализ закономерностей, наблюдающихся во всех трех группировках, позволяет сделать ряд важных выводов:
1) по мере увеличения душевых доходов и отношения доходов к прожиточному минимуму, с учетом снижающихся цен, увеличивается потребление богатоэнергетических продуктов питания, прежде всего мяса, яиц и молока;
2) в меньшей мере, но в целом также проявляется рост потребления овощей и бахчевых, растительного масла;
3) закономерно снижается потребление сахара и хлебных продуктов;
4) несколько иная тенденция наблюдается по картофелю, где в начале идет определенный рост потребления, а в дальнейшем происходит снижение, что свидетельствует о наличии оптимума потребления этого вида продукции.
В группировке по индексам цен наблюдается, на первый взгляд, парадоксальная закономерность: якобы по мере увеличения цен увеличивается потребление высококалорийных продуктов и хлеба, снижается - овощей и растительного масла. Однако, как видно из группировки, такие изменения обусловлены превалирующим значением сопутствующего фактора душевых доходов, который по мере роста цен снижается.
Следовательно, в целом, все три группировки показывают идентичные закономерности. С ростом доходов и снижением цен значительно увеличивается потребление мяса, молока и яиц, наблюдается некоторый рост по растительному маслу, овощам и бахчевым, происходит снижение потребления сахара и хлеба при оптимуме картофеля.
Проведенный качественный анализ позволил перейти к следующему этапу изучения зависимостей конъюнктуры продовольственного рынка по регионам РФ путем выявления количественных корреляционно-регрессионных зависимостей потребления основных видов продуктов питания на душу населения (У, кг или штук яиц) от душевых доходов (X, руб./чел.), отношения душевых доходов к прожиточному минимуму {X руб./руб.) и индекса цен
58
РЕГИОНАЛЬНАЯ ЭКОНОМИКА: шворня н практики
Экономика
5(20) - 2005
на продукты питания (*3). Для этого рассчитываются многофакторные уравнения регрессии с выбором среди них наилучших.
Так, по потреблению мяса были рассчитаны различные модели, параметры лучшей из них приводятся далее:
У= 116,5 + 0,007 Ц - 0,564Х Л = 0,993; 0 = 0,987; Р=229 Р, ~ 0,5; Д,= —0,515 = 4,4; ¿,=4,5
В этом уравнении регрессии все параметры существенны, теснота связи характеризуется множественным коэффициентом корреляции, близким к единице. Частные /-критерии выше критического уровня. Вошедшими в модель факторами (душевыми доходами и индексом цен) определяется 98,7% изменений в потреблении мяса. При этом, как показали расчеты, доля первого фактора (душевых доходов) составила 48,6 %, третьего (индекса цен) — 50,1%.
Важные выводы можно сделать на основе анализа коэффициентов регрессии, характеризующих, на сколько единиц изменяется результативный признак при изменении того или иного фактора на единицу. Как видно, при увеличении душевых доходов на 1 руб. потребление мяса увеличивается на 0,0071 кг, т.е. 100 руб. дополнительных доходов позволяют дополнительно приобретать 0,71 кг данной продукции. Вместе с тем при росте цен на 1 % потребление мяса снижается на 0,564 кг/чел.
Лучшие модели по другим продуктам питания приводятся далее.
Молоко: У = 216+0,014*,; Я = 0,672; р= 5,8.
Среди трех анализируемых факторов существенным оказался только признак душевых доходов. Ценовой фактор в уравнение регрессии не вошел, что, видимо, обусловлено тем обстоятельством, что изменение цен существенно на потребление молока не влияет, так как это продукция повседневного и примерно равного пользования. Все параметры уравнения регрессии достоверны. С увеличением душевых доходов на 100 руб. потребление молока увеличивается на 1,4 кг/чел.
Сахар: У= 120,8-0,194*,-0,418*,; Я = 0,788; ^=4,9.
С увеличением доходов к прожиточному минимуму на 1 руб/руб потребление сахара снижается на 0,2 кг/чел. Увеличение цен на 1 % приводит к снижению потребления этого продукта на 0,4 кг/чел. Все характеристики модели достоверны.
Яйца: У = 295 + 0,0024*, - 1,04*,; Я = 0,902; Г= 13,1.
Анализируемыми факторами объясняется 81,3% изменений в потреблении яиц, в том числе влиянием душевых доходов — 52,5%, влиянием цен 28,8%. С
увеличением душевых доходов на 100 руб. потребление яиц увеличивается на 2,4 шт./чел. Вместе с тем увеличение цен на 1% приводит к снижению потребления яиц на одну шт./чел. Все параметры уравнения регрессии значимы.
Хлеб: У = 199,9 - 0,258*, - 0,617*,; Л = 0,864; Р = 8,8.
Увеличение душевых доходов на 1 руб. обусловливает уменьшение потребления хлеба на 0,258 кг/чел., а рост цен на 1% приводит к уменьшению потребления хлеба на 0,617 кг/чел. Все характеристики модели существенны.
Масло растительное У= 17,3 + 0,01*2 - 0,08*3; Я = 0,937; /" = 22.
С увеличением душевых доходов на 100 руб. потребление растительного масла увеличивается на 1 кг/чел., тогда как с ростом цен на 1 % потребление этой продукции снижается на 0,08 кг/чел. Введенными в уравнение регрессии факторами объясняется 87,9% изменчивости потребления масла, при этом большее значение имеет изменение цен (45,2%), а меньшее значение - отношение доходов к прожиточному минимуму (40,4%). Все параметры уравнения значимы.
Овощи и бахчевые: У= 289 + 0,0014*, - 0,247*,; Я = 0,915; 7^= 15,5.
С увеличением душевых доходов на 100 руб. потребление овощей и бахчевых увеличивается на 0,14 кг/чел. Повышение цен на 1% приводит к снижению потребления этих продуктов на 1,2 кг/чел. Все характеристики модели существенны.
Вместе с тем корреляционно-регрессионный анализ факторов потребления картофеля показал, что стандартные однофакторные или многофакторные (линейные) модели не позволяют провести корректной оценки в связи с тем, что в данном случае, наблюдается параболическая зависимость. В этих случаях ни линейные, ни степенные однофакторные, ни степенные даже многофакторные модели не подходят. Необходим качественно иной подход к изучению таких сложных зависимостей.
Как известно, в экономической литературе изучается зависимость потребления или от доходов, или от цен. Качественный анализ этих показателей приводит к интересным выводам, исходя из того факта, что доходы измеряются в виде руб/чел., а цены — в виде руб/кг. Деление первой характеристики на вторую дает показатель потребления:
руб/чел.: руб/кг = кг/чел.
Таким образом, между данными тремя показателями существует логическая связь, причем потребление, как видно, является функцией доходов (в расчете на человека) и цен единицы товара. Это создает возможность для построения системы соответствующих индексов в виде:
РЕГИОНАЛЬНАЯ ЭКОНОМИКА: теория и практика
59
Экономика
5(20) - 2005
Jq/p = Jq : Jp, где Jq/p — индекс потребительских возможностей; Jq — индекс уровня доходности, в двух вариантах: доходы надушу населения или доходы к минимальному прожиточному минимуму; Jp — индекс цен.
Исходная информация для расчета интегрального индекса потребительских возможностей может быть в двух видах: в рядах динамики (временная тенденция к базисным исходным индексам q0 и р0) или в пространстве за определенный промежуток времени, чаще конкретный год, в виде индивидуальных индексов q. и р., к среднему значению их по совокупности наблюдений. При этом предложенный комплексный индекс находится на пересечении двух взаимодополняющих, но противоречивых экономических показателей и тенденций, интегрируя их в единое целое, обладающее качественными свойствами обеих исходных характеристик.
В этом случае может быть найдена необходимая параболическая зависимость потребления картофеля от индекса потребительских возможностей (Х4): У= 85,1 + 62,5Х4- 26,\Х-а; R2 = 0,629; F= 7,8.
Все параметры уравнения регрессии значимы, оптимум индекса потребительских возможностей равен 1,2 при соответствующем уровне потребления картофеля 118 кг/чел.
Заключительным этапом анализа в системе конъюнктуры рынка является расчет коэффициентов эластичности потребления продуктов питания (см. таблицу).
Как видно из рассчитанных показателей, с позиций влияния доходов населения на потребление овощей и бахчевых (связано во многом с сезонным потреблением), молока, яиц и мяса (продуктов повседневного питания) спрос, судя по полученным коэффициентам, малоэластичен. На растительное масло, хлеб и сахар наблюдается эластичный и сильно эластичный спрос. При этом с увеличением доходов на 1% потребление масла растительного увеличивается на 1,4%, тогда как по хлебу и сахару наблюдается обратная связь: с увеличением душевых доходов на 1 % потребление хлеба снижается на 3,5%, а сахара — на 5,6%.
С позиций фактора цен по всем видам продукции, кроме картофеля, наблюдается обратная связь, Коэффициенты эластичности потребления продуктов
питания в зависимости от доходов и цен
Продукты питания Коэффициенты эластичности, %
От доходов От цен
1) Мясо 0,17 -1,71
2) Молоко 0,07 -0,01
3) Яйца 0,15 -0,82
4) Сахар -5,61 -1,57
5) Масло растительное 1,40 -2,07
6) Овощи и бахчевые 0,01 -1.48
7) Хлеб -3,47 -1,07
8) Картофель 0.25/-0.05 1.44/-0.88
свидетельствующая о том, что с увеличением цен потребление продукции снижается. Вместе с тем здесь наблюдаются различные характеристики эластичности спроса и потребления. Молоко является неэластичным товаром, при потреблении хлеба существует слабоэластичный, так называемый унитарный спрос, когда рост цен не приводит к существенному увеличению денежной выручки продавцов. На овощи и фрукты, сахар, мясо и растительное масло наблюдается сильно эластичный спрос, вследствие которого рост цен на 1 % приводит к уменьшению потребления овощебахчевых на 1,48%, сахара - на 1,575%, мяса - на 1,71%, масла растительного — на 2,07%.
Расчет характеристик эластичности потребления картофеля в зависимости от доходов и цен в связи с ее параболическим характером можно произвести на основании данных соответствующей группировки по следующей формуле:
^_Уп Уп-1 . У_
Хп ~ Хп-\ Х
где у — потребление в характеризуемой п-й группе; упЛ - потребление в предшествующей группе; у - средний уровень потребления; хп, хпЛ, х — факторные признаки соответственно в я-й группе, в предшествующих группах и в среднем по всем группам.
Для проведения такого расчета исходные данные трех группировок сведены в одну с соответствующими характеристиками потребления картофеля, кг/чел. (у= 113, 121, 117; ср. 116), душевых доходов, руб./чел. (^=651, 934, 1640; ср. 1043), индекса цен, % (^=86, 136, 177; ср. 139). Как видно, при увеличении доходов и росте цен наблюдается максимум потребления картофеля во второй группе с дальнейшим его снижением.
Полученные данные позволяют рассчитать коэффициенты эластичности потребления картофеля в зависимости:
1) от доходов: Э2, = 121 - 113/934 - 651:116/1043 =
0,25%;
ЭЪ1- 117 - 121/1640 - 934:116/1043 = -0,05%;
2) от цен: Э, , = 121 - 113/136 - 86:116/1043 =
1,44%;
З3 2= 117 - 121/177 - 136:1 16/1043 = -0,88%.
Таким образом, по фактору доходов наблюдается неэластичное потребление картофеля, при этом несколько увеличивающееся до оптимального уровня потребления и снижающееся после достижения максимума. По фактору цен наблюдается эластичный повышающийся спрос до оптимального уровня потребления с дальнейшим снижающимся потреблением, характеризующимся эластичностью, близкой к унитарной, при которой рост цен не приводит к существенному увеличению денежной выручки продавцов.
60
РЕГИОНАЛЬНАЯ ЭКОНОМИКА: теория и практика
