CC BY
126
СОЦИАЛЬНЫЕ АСПЕКТЫ
А.В. Суворов, А.М. Соловьев
ПРОГНОЗИРОВАНИЕ СТРУКТУРЫ РАСХОДОВ НАСЕЛЕНИЯ НА ТОВАРЫ И УСЛУГИ
В статье освещаются итоги исследований по моделированию и прогнозированию структуры расходов населения на товары и услуги. Дается анализ свойств функций спроса, рассмотрены проблемы информационного обеспечения модельных расчетов, представлены результаты оценки параметров регрессионных уравнений спроса на основные группы товаров и услуг.
В ИНП РАН в течение многих лет ведутся работы по построению моделей структуры расходов населения на товары и услуги и объединению этих моделей в систему прогнозных расчетов структуры потребительского спроса. Их результаты получили отражение, в частности, в работах [1-3]. Наиболее важные итоги этих исследований состоят в следующем.
Во-первых, выведена стандартная форма функции спроса, описывающей формирование спроса на ту или иную группу товаров (услуг) на макроуровне, т.е. для населения страны в целом, и пригодной для численной оценки ее параметров регрессионными методами. Во-вторых, разработан метод оценки параметров таких функций спроса, опирающийся на совместное использование макроэкономической статистики доходов, товарооборота, платных услуг и данных выборочных обследований бюджетов домохозяйств (ОБДХ). В-третьих, расчеты оценок параметров функций спроса на динамических рядах, удлинявшихся по мере накопления отчетных данных, в основном показывают преемственность результатов расчетов, что свидетельствует как о правильности исходных предпосылок моделей, так и о надежности метода оценивания их параметров.
Как показал опыт, едва ли не главная проблема построения корректных моделей спроса (соответственно и корректных прогнозов на основе этих моделей) - это формирование статистически правильных динамических рядов расходов на отдельные группы товаров и услуг в постоянных ценах за достаточно продолжительный период. Прежде всего, индекс товарооборота в постоянных ценах за 1992 г. по отношению к 1991 г., приводимый Росстатом (см. [3]), является явно завышенным, в первую очередь за счет индекса продаж непродовольственных товаров. Он абсолютно не согласуется с показателями динамики денежных доходов и соответствующим дефлятором. В последующий период наблюдается полная согласованность погодовых индексов товарооборота и доходов в постоянных ценах и соответствующих им дефляторов, но, естественно, базисные индексы товарооборота по отношению к 1990 г. некорректны. Кроме того, индексы физического объема продаж целого ряда непродовольственных товаров (бытовой техники, автомобилей и. т. д.) рассчитываются Росстатом по динамике продаж в натуральном выражении. При таком подходе, например, замещение в данном году по сравнению с прошлым годом продаж автомобилей ВАЗ эквивалентным количеством автомобилей «Роллс-Ройс» дает индекс физического объема, равный 1. Понятно, что это противоречит как здравому смыслу, так и концептуальным основам моделирования спроса. В действительности данная ситуация означает, что продажи автомобилей в постоянных ценах растут. Именно индексы продаж в постоянных ценах и должны ис-
пользоваться в функциях спроса. В ходе расчетов в исходные статистические данные вносились необходимые корректировки. Это лишь кратко описано ниже, поскольку итоги этой работы должны быть предметом отдельной статьи.
Функции спроса как инструмент прогнозных расчетов. Общий вид функции спроса определяется как соотношение:
У, = Я(Х, РЪ Р 2 , ... , Р ,, ... , Р ы), (1)
где У, - расходы на /-й вид товаров (услуг), X - доход (или его аналог, например, сумма всех видов расходов X = ^Р]У] ), где Р] - уровни (индексы) цен на соответствующие виды товаров или услуг, ]=1^Ы. Доходы представлены в данном случае в номинальном выражении (в текущих ценах), а расходы - в неизменных ценах (физическом объеме).
Прежде всего, предполагается, что функция Я является дифференцируемой. Соответственно для нее (при любой форме функции) может быть записано стандартное выражение первого полного дифференциала, которое путем тождественных преобразований приводится к следующему соотношению для относительных приращений переменных:
-Уг -X -Р1 -Р -Ры (2)
-Уу-=а'-X+Т++.+ (2)
где а,- коэффициент эластичности спроса по доходу, равный ^У/ Х , Ря,..., РгЫ -
дХ У/ дУ Р
коэффициенты эластичности спроса по ценам, равные —'—], где ]=1^Ы. В общем
дР] У
случае они зависимы от уровней дохода и соответствующих цен.
Первое требование к системе функций спроса (СФС), вытекающее из здравого смысла, состоит в том, что пропорциональное увеличение дохода и уровней цен на все виды товаров и услуг в к раз оставляет неизменными в реальном выражении объемы покупок каждого вида товаров и услуг и соответственно структуру расходов в текущих ценах, т.е. при этом расходы в номинальном выражении по каждому виду товаров и услуг увеличиваются также в к раз. Математически это свойство обычно определяется как свойство нулевой однородности функций спроса по доходу и ценам. Свойство нулевой однородности выражается в том, что сумма эластичностей спроса на данный товар по доходу и ценам на все виды товаров и услуг равна нулю:
а / +Е Р] = °. (3)
Из практических соображений функцию спроса удобнее представить как зависимость расходов в реальном выражении от реального дохода и цен. Для относительных приращений эта зависимость имеет вид:
-У' -X -Р -Р1 -Рг -Ры (4)
’■ = а,(— -—) + Р,1-т1 +... + +... + , (4)
X Р Р1 Р Р}
N
где Р - средний индекс цен.
При этом показатель эластичности по доходу в соотношении (4) тождественно равен соответствующему показателю в (2). Смысл же параметров ву в (4) иной по сравнению с (2), поскольку они теперь характеризуют реакцию спроса на цены в условиях неизменного реального дохода.
Условие (3) применительно к (4) преобразуется в следующее:
(5)
Коэффициент в и, показывающий изменение спроса на товар і при изменении цены на этот же товар обычно называется прямой эластичностью спроса от цены. Как правило, вп — 0. Остальные коэффициенты в, при і Ф, представляют собой перекрестные коэффициенты эластичности спроса, показывающие реакцию спроса на данный товар при изменении цены на другие товары. Если 0, спрос на товар , дополняет спрос на товар і, если в, > 0, то спрос на товар і замещает спрос на товар,.
Второе требование к СФС состоит в том, что, если X = І рігі , то значения
І
коэффициентов эластичности функций спроса по доходу (совокупному расходу) должны удовлетворять следующему соотношению (условие суммируемости):
где С] - доли расходов на соответствующие виды товаров (услуг) в доходе.
Использование функций спроса в анализе и прогнозных расчетах предполагает знание численных оценок коэффициентов эластичности спроса. На имеющихся статистических данных, представленных макроэкономическими показателями доходов, товарооборота, платных услуг и данных ОБДХ получение оценок коэффициентов эластичности спроса возможно, очевидно, лишь регрессионными методами.
Для оценки функций спроса регрессионными методами примем коэффициенты эластичности постоянными, т.е. соотношению (4) соответствует линейное в логарифмах уравнение:
Отметим, что предельные свойства уравнения (7), предполагающего постоянство коэффициентов эластичности по доходу, являются неудовлетворительными. С одной стороны, при бесконечном увеличении дохода удельный вес в доходе наиболее эластичного товара должен стремиться к единице, с другой - близость удельного веса к единице неизбежно означает близость к единице и эластичности расхода на этот товар по доходу. В принципе эластичности расходов по отдельным товарным группам должны быть переменными, стремящимися в пределе либо к нулю, либо к единице. Однако на имеющихся данных оценить закон их изменения можно лишь в исключительных случаях.
Очевидно, что при анализе даже достаточно агрегированной номенклатуры товаров и услуг «лобовое» оценивание уравнения (7) практически невозможно (например, выделение лишь 10-ти групп товаров и услуг требует оценки 12-ти параметров в каждом уравнении). Даже если учесть, что некоторые из перекрестных эластичностей спроса по ценам будут равны нулю, получение надежных оценок крайне затруднительно вследствие ограниченности длины временных рядов. Кроме того, сама процедура выявления нулевых перекрестных эластичностей (т.е. выявление отсутствия замещения между товарами) без статистических расчетов также достаточно сложна и неопределенна.
Ограничению числа параметров модели, в принципе, способствует условие симметрии Слуцкого. Оно было сформулировано для поведения индивидуального потребителя и требует выполнения следующего равенства при фиксированном уровне реального дохода:
(6)
,
дУ дУ]
—L = —]. (8)
дР, дР
У *
Это условие означает, что для коэффициентов эластичности по ценам в уравнении (5) должно выполняться условие:
в1 = —, (9)
Р п С
где с, С] - доли в доходе соответствующих товаров.
Выполнение этого условия приводит к тому, что для определения (М - 1)2 эластичностей по ценам Ру в системе уравнений (3-6) в действительности необходимо оценить лишь ММ - 1))/2 новых параметров. Однако даже после такого понижения числа параметров задача их «лобовой» оценки по-прежнему остается неразрешимой. Кроме того, нет четкого представления о применимости условия Слуцкого для макроданных. Вместе с тем следует отметить, что в случае, когда структура спроса характеризуется только двумя товарными группами, выполнение условия Слуцкого происходит автоматически, если выполняется условие суммируемости, и наоборот.
В связи с этим часто применяется упрощенная форма уравнения (7):
1п(у) = «с+а Чро+ъг 1п(р-). (10)
Для данной формы функции спроса выполняется условие нулевой однородности, и оценке подлежат лишь три параметра. Параметр Ъ1 является в данном случае эластичностью спроса по относительному индексу цен.
Средний индекс цен определяется по формуле средневзвешенной арифметической. Если считать, что приближенно соблюдается равенство его соответствующей средней геометрической:
Р *П 1 •
то уравнение (10) можно записать следующим образом:
1п(у) = «с + а 1п(=-)+ъ (1 - с ) 1п(р) - ъ Е С11п(Р1). (11)
Р 1
Таким образом, величина Ъг(1-сг) оказывается эластичностью спроса на г-й товар по его цене при фиксированном реальном доходе, а -Ъгс] - эластичностью спроса на г-й товар по цене ]-го товара. Тогда наложение на СФС условия Слуцкого приводит к тому, что во всех уравнениях в форме (10) Ъг=Ъ, т.е. эластичность по относительной цене для всех товарных групп совпадает. Поскольку прямая эластичность спроса по цене отрицательна, то Ъ<0. Соответственно все перекрестные эластичности по ценам являются положительными, т.е. все товарные группы являются замещающими друг друга, и дополняемость благ в данной системе отсутствует.
При анализе статистики в разрезе достаточно крупных товарных групп указанное свойство СФС выглядит не только приемлемым, но и совершенно логичным. Очевидно, невозможно привести обоснования дополняемости таких, например, товаров, как молочные продукты и транспортные средства. Напротив, замещение спроса на один из товаров другим (другими) в результате изменения соотношений цен - наблюдаемый факт. По мере увеличения дробности товарных групп проблема оценки дополнения или замещения становится существенной. Возможный подход к решению данной проблемы был рассмотрен, например, в работе [4].
Если учесть, что условие Слуцкого сформулировано для поведения индивидуального потребителя, а также что отсутствует точное совпадение среднеарифметического и среднегеометрического индексов цен, то требование строгого равенства прямых эластичностей спроса от относительных цен для всех групп товаров и услуг представляется неоправданным. Следует говорить о том, что указанные эластичности должны тяготеть к некоторой средней величине.
Следующий момент, требующий отражения в функциях, описывающих спрос всего населения, а не индивидуального потребителя - влияние на него сдвигов в распределении населения по доходу. Пусть поведение каждого индивидуального потребителя характеризуется одинаковым значением эластичности спроса по доходу на данную группу товаров (услуг). Для определенности назовем ее чистой эластичностью. Тогда при неизменности среднего уровня доходов всего населения и неизменности всей совокупности цен спрос всего населения в целом на данный товар может расти или снижаться в зависимости от значения чистой эластичности спроса по доходу при изменении распределения населения по доходу. Сам по себе этот факт тривиален, и его простейшим выражением является увеличение спроса - при усилении расслоения населения по уровню доходов - на предметы роскоши, элитное жилье и т. п.
Влияние сдвигов в распределении населения по доходу на величину совокупного потребительского спроса зависит, разумеется, от формы кривой распределения. Последняя, как известно, хорошо аппроксимируется логарифмически нормальной функцией. Аналитический вывод зависимости совокупного спроса от параметра, характеризующего уровень дифференциации (среднеквадратического отклонения логарифмов дохода), в этом случае затруднен, однако численное исследование, реализуемое элементарно, позволяет охарактеризовать эту зависимость следующим образом. Пусть население разбито на равные по численности группы, например децили. Далее, зависимость спроса на данный товар У от уровня дохода X характеризуется постоянной эластичностью, т. е. функция спроса является мультипликативной (линейной в логарифмах):
где а - коэффициент эластичности спроса по доходу. Тогда объем спроса в среднем на душу всего населения можно представить следующим образом:
где X - средний уровень дохода в 1-й децильной группе. Задавая различные значения среднеквадратического отклонения логарифмов дохода при фиксированном среднем доходе, можно получить различные серии значений Х1 и соответствующие им значения У.
Если коэффициент эластичности больше единицы, то в последних децилях будет и более высокая доля расходов на этот товар. Рост дифференциации доходов при фиксированном уровне доходов населения в целом приведет к тому, что в общей массе доходов будет возрастать доля последних децилей и расти душевой доход в них. Это приведет к росту средней доли расходов на данный товар в совокупных доходах населения, т.е. произойдет увеличение совокупного спроса. Соответственно, если эластичность спроса от дохода меньше единицы, произойдет уменьшение совокупного спроса. При эластичности, равной единице или нулю, изменения в распределении населения по доходу не окажут влияния на совокупный спрос (в последнем случае форма кривой распределения по доходу, очевидно, не играет роли).
Заметим, что если функция спроса линейна, она представляет собой сумму двух функций: с эластичностью, равной единице (угловой коэффициент, умноженный
У = ЛХа,
(12)
(13)
на значение дохода) и с эластичностью, равной нулю (константа), поэтому изменения дифференциации доходов в этом случае на спрос не влияют.
Результаты численных расчетов позволили вывести следующую зависимость между эластичностью спроса от дохода и эластичностью спроса от среднеквадратического отклонения логарифмов дохода (рисунок).
Эластичность спроса от дохода
Рисунок. Взаимосвязь параметров эластичности спроса от дохода и от среднеквадратического отклонения логарифмов дохода (левая шкала)
Таким образом, стандартная форма функции спроса, отражающая зависимости между макроэкономическими переменными доходов и расходов на товары (услуги), должна выглядеть следующим образом:
1пУ) = а0+а іп(і)+ъг 1п(Р)+аг 1п(ог), (14)
где - среднеквадратическое отклонение логарифмов дохода в году ?, ёг -эластичность спроса от сть остальные обозначения как в уравнении (10). Иными словами, влияние фактора дохода на спрос на макроуровне описывается посредством влияния на спрос двух компонентов: чистой эластичности спроса по доходу и изменений дифференциации доходов, соответственно, если методика оценки параметров позволяет разделить указанные компоненты.
Метод оценки параметров функций спроса. Рассмотрим исходную форму уравнения функции спроса (14). Задача состоит в том, чтобы смоделировать пого-довую динамику показателей товарооборота и услуг, т.е. Уи в данном случае является отдельной группой товаров (услуг) в сопоставимых ценах, а Х( - величина денежного дохода в текущих ценах.
Все три показателя эластичности в уравнении (14) могут быть оценены изолированно, до непосредственной обработки динамических рядов доходов, товарооборота (услуг) и соответствующих дефляторов.
Параметр аг может быть оценен по данным о структуре расходов в дифференцированном балансе (ДБ) денежных доходов и расходов в разрезе децильных доходных групп. Его построение основывается на совмещении показателей сводного баланса денежных доходов и расходов (БДДР) и данных ОБДХ в разрезе децильных доходных групп. Методика и результаты расчетов для последних лет приведены в работе [5].
Параметр ёг, как показано выше, определяется параметром аг.
Параметр эластичности спроса по относительной цене ъг для всех товаров и услуг должен быть примерно одинаковым, как следует из условия симметрии Слуц-
кого. Поэтому его приближенная оценка может быть выполнена, например, на имеющихся годовых данных о динамике продовольственных и непродовольственных товаров в целом - и соответствующих рядов дефляторов.
Поэтому моделирование погодовой динамики отдельных позиций товарооборота (услуг) можно представить как процедуру адаптации имеющихся предварительных (априорных) оценок эластичностей к максимально близким к отчетным модельным значениям соответствующих переменных. Наиболее простой способ -свести данную процедуру к оценке функций спроса методом наименьших квадратов (МНК) с априорной информацией [6]. В соответствии с ним стандартная форма
критерия МНК — Yt) ^ min модифицируется следующим образом:
t
~г Z(~ — Yt Ї + Л (а—а)2 + -у(b — b)2 + -у(d — d )2 ^ min, (15)
SY t Sa Sb Sd
где Y - теоретические значения функции спроса; a, b,d - предварительные оценки эластичности расходов по товарообороту, эластичности расходов по относительному индексу цен, эластичности расходов по среднеквадратическому отклонению логарифмов дохода; sY, sa, sb, sd - стандартные ошибки уравнения и предварительных оценок параметров.
В работе [5] подробно изложены математические основы данного метода, поэтому ограничимся кратким комментарием. Нормирование отклонений теоретических значений расходов от фактических и отклонений параметров от их априорных оценок на соответствующие показатели стандартных ошибок приводит все слагаемые критерия (15) к одинаковой размерности, что и делает возможным суммирование. Технически оценивание уравнения в соответствии с критерием (15) сводится к продолжению первоначальной выборки дополнительными условными «точками», число которых равно числу параметров, имеющих априорные оценки. Эти «точки» формируются переменными, производными от значений априорных оценок параметров, их стандартных ошибок и стандартной ошибки уравнений регрессии. Затем к такому удлиненному ряду применяется обычный МНК. Также необходимо отметить, что в (15) фигурирует стандартная ошибка уравнения sY, величина которой может быть определена лишь при известных параметрах функции спроса. Поэтому для получения их необходимо несколько итераций. Начальное приближение для sY задается на основе оценки функции спроса без априорных оценок параметров. Далее на каждой итерации в качестве sY используется величина, полученная на предыдущем шаге. Отметим, что эта процедура элементарно реализуется в Excel и не требует специальных программных средств.
Оценки эластичностей спроса по доходам и ценам. Оценки коэффициентов эластичности спроса по доходам и относительным ценам, полученные с помощью описанных выше процедур по данным о расходах на товары и услуги за 1990-2008 гг. (по услугам - за 1994-2008 гг.) и расчетных дифференцированных БДДР населения в разрезе децильных групп приведены ниже в таблице. Для части групп непродовольственных товаров приходилось использовать более короткие ряды, что было связано с упоминавшейся во введении некорректностью индексов физического объема и отсутствием данных о динамике цен, по которым можно было бы построить дефляторы. Все приводимые оценки коэффициентов эластичности имеют стандартные ошибки, по крайней мере, втрое меньшие, чем их модули. Коэффициенты Дарбина - Уотсона для всех уравнений также имеют удовлетворительные значения. Поэтому приведены лишь коэффициенты множественной детерминации.
Как следует из этих данных, наиболее высокая эластичность спроса по доходу на продукты питания характерна для овощей, фруктов, рыбы и рыбопродуктов, сахара и кондитерских изделий. Наименьшая - для хлеба и хлебопродуктов, яиц, растительного масла и картофеля. Эластичности спроса по ценам варьируют относительно мало (т.е. можно сказать, что условие Слуцкого выполняется достаточно точно) за исключением группы «сахар и кондитерские изделия», для которой эластичность по абсолютной величине наименьшая. Спрос на алкогольные напитки характеризуется эластичностью по доходу, близкой к единице, а спрос на услуги общественного питания характеризуется весьма высокой эластичностью спроса по доходу.
Эластичность спроса по доходу на непродовольственные товары в целом выше единицы, прежде всего, за счет таких товарных групп, как транспортные средства, бытовая техника, строительные материалы, мебель, ювелирные изделия.
Для группы «транспортные средства» потребовалось уточнение исходной информации. Это связано с тем, что статистика продаж автомобилей населению не включает данные о приобретении физическими лицами автомобилей за рубежом и о ввозе их на территорию страны для последующего личного пользования. Кроме того, индексы физического объема продаж автомобилей - это индексы продаж в натуральном выражении, что, как говорилось выше, явно не соответствует принципам измерения расходов в постоянных ценах.
При отсутствии точных данных о выбытии парка легковых автомобилей в собственности населения в изучаемом периоде была применена следующая процедура. Общий объем приобретения населением автомобилей в натуральном выражении был исчислен как сумма прироста их парка (а его объем непосредственно фиксируется ГИБДД) и нормативного объема выбытия, исчисленного на основе коэффициента для 1990-1991 гг. Затем по соотношению объема полного приобретения автомобилей и их продаж по отчетности Росстата в натуральном выражении были скорректированы погодовые объемы продаж в текущих ценах. Далее с помощью показателей помесячной динамики цен на автомобили были построены среднегодовые индексы цен, позволившие получить расчетные объемы приобретения населением транспортных средств за 1992-2008 гг. (в постоянных ценах). Можно отметить, что в достаточно широком диапазоне варьирования нормативного коэффициента выбытия динамика суммарного объема приобретения населением транспортных средств меняется незначительно. По существу это означает, что для адекватной характеристики данной величины в части автомобилей достаточно пользоваться показателями прироста их парка.
Аналогичные операции по построению «правильных» индексов продаж в постоянных ценах проводились для теле- и радиотоваров, бытовой техники, табачных изделий.
Особо следует остановиться на результатах оценки параметров для группы «теле- радиоаппаратура, персональные ЭВМ». Очевидно, что существенным фактором, влияющим на динамику покупок этих товаров может явиться соотношение спроса на возмещение выбытия и на прирост парка их у населения. Расчет показателей динамики накопленного у населения парка теле- радиотоваров в сопоставимых ценах и соответствующие им показатели выбытия выявили весьма существенное колебание доли возмещения выбытия в общей величине покупок. Можно в самом общем виде констатировать насыщение после 1995 г. обеспеченности населения теле- радиотоварами. Построение корректной модели спроса в данном случае предполагает расширение списка объясняющих переменных, точнее - моделирования всего цикла приобретения и эксплуатации этих товаров (таблица).
Таблица
Коэффициенты эластичности спроса по товарам и услугам и коэффициенты множественной детерминации регрессионных уравнений
Коэффициент эластичности спроса Кэффициент множественной детерминации, %
Товары (услуги) От дохода От относительной цены
Продовольственные товары 0,57 -0,243 77,3
Мясо и мясопродукты 0,72 -0,182 95,9
Рыба и рыбные продукты 0,45 -0,361 93,6
Молоко и молочные продукты 0,43 -0,205 86,1
Сахар и кондитерские изделия 0,52 -0,121 95,6
Яйца 0,45 -0,216 95,2
Масло растительное и другие жиры 0,42 -0,365 89,9
Хлеб и хлебопродукты 0,16 -0,198 92,7
Картофель 0,26 -0,302 81,4
Овощи и бахчевые 0,58 -0,232 86,6
Фрукты и ягоды 0,76 -0,235 96,2
Чай 0,32 -0,272 88,3
Алкогольные напитки 0,94 -0,288 78,9
Общественное питание 1,20 -0,306 85,0
Непродовольственные товары 1,11 -0,218 81,3
Транспортные средства 1,65 -0,247 72,2
Одежда, белье, обувь, ткани 0,67 -0,218 91,2
Бытовая техника и часы 1,28 -0,216 88,3
Теле- радиотовары 1,29 -0,242 91,7
Мебель 1,01 -0,243 96,8
Синтетические моющие средства Парфюмерно-косметические изделия и 0,54 -0,280 81,4
туалетное мыло 0,68 -0,330 80,7
Бензин 1,43 -0,234 95,2
Папиросы и сигареты 0,44 -0,238 87,2
Медикаменты и лекарственные средства 0,96 -0,250 84,7
Строительные материалы 1,43 -0,241 77,8
Ювелирные изделия 1,73 -0,194 62,8
Услуги 0,61 -0,310 80,2
Жилищно-коммунальные услуги 0,29 -0,201 81,4
Услуги транспорта 0,52 -0,482 94,6
Услуги связи 0,81 -0,305 69,1
Медицинские услуги 0,87 -0,308 79,1
Услуги образования 1,24 -0,272 81,7
Модели спроса на услуги, хотя и обладают достаточной статистической точностью, менее надежны, что обусловлено, по нашему мнению, как несовершенством определения самих объемов услуг, так и пересчетом их в постоянные цены. В настоящее время официально публикуемые объемы платных услуг населению представляют собой практически по каждому их виду сумму двух величин: услуг, отраженных в официальной статистической отчетности соответствующих предприятий и учреждений, и результатов досчета на скрытую и неформальную деятельность, выполняемых Росстатом и его региональными отделениями. При этом в отдельных случаях по причине самой методики таких расчетов динамика физического объема услуг не может зависеть от колебаний цен на них. Например, общий объем услуг по ремонту бытовой радиоэлектронной аппаратуры, бытовых машин и приборов, автотранспортных средств рассчитывается путем умножения величины парка соответствующего товара длительного пользования на число ремонтов на единицу парка и среднюю стоимость одного ремонта. Число ремонтов на единицу парка и средняя стоимость одного ремонта определяются экспертным путем.
Понятно, что если от года к году экспертная оценка нормы ремонтов на единицу парка не меняется, то динамика физического объема услуг оказывается неэластичной к изменениям соотношений цен на них и на другие товары и услуги. И наоборот, корректирование указанной нормы может привести в конечном счете к неправдоподобной по абсолютной величине оценке эластичности. Поэтому динамический ряд таких показателей, возможно, не позволит выявить истинное значение параметра эластичности спроса от относительной цены. Соответственно приводимые оценки уравнений регрессии могут быть существенно уточнены при изменениях в методике расчета отдельных видов услуг.
В целом, однако, значения коэффициентов эластичности спроса и здесь полностью соответствуют имеющимся априорным представлениям о закономерностях формирования спроса. Так, наименьшая эластичность спроса от дохода характерна для услуг ЖКХ и транспорта, в то время как наибольшей эластичностью обладает спрос на образовательные услуги. Следует также отметить, что услуги связи оказались единственной переменной, для которой в функции спроса был использован также и временной тренд:
\п{Ун ) = а0 + а 1п(І) + Ь ІпД) + ёг 1п(о() + а1ґ. (16)
Обобщая результаты расчетов, следует подчеркнуть, что оценки эластичностей спроса от относительных цен по всем выделенным группам товаров и услуг колеблются в весьма узких пределах: от -0,2 до -0,48. Это, между прочим, опровергает стандартные теоретические утверждения в современных учебниках о наличии групп товаров (услуг), характеризующихся принципиально различными показателями эластичности спроса по ценам: низко-, средне- и высокоэластичных. В частности, в качестве высокоэластичных принимаются товары, имеющие эластичность спроса от цены, превышающую по модулю единицу. В действительности все товары (услуги) оказываются «низкоэластичными» от цен. По нашему мнению, наличие указанных выше утверждений в учебниках является обычным результатом теоретизирований, оторванных от процедур измерения экономических параметров на статистических данных и просто от элементарных численных экспериментов. Заметим, что численные эксперименты с моделями спроса показывают вполне ожидаемый результат: если эластичность спроса от цены превышает по абсолютной величине единицу, то ввод в модель значений индексов относительных цен для отдельных групп товаров, характерных для российской экономики в начале 1990-х годов, дает совершенно неправдоподобную динамику спроса. Наконец, результаты расчетов не позволяют обнаружить и «товаров Гиффена», характеризующихся якобы положительной зависимостью спроса от цены на этот же товар.
Объединение функций спроса в систему прогнозных расчетов структуры потребительских расходов. Входными параметрами для расчета прогнозных значений структуры потребительских расходов являются показатели сводного БДДР, что позволяет определить на перспективу общий объем денежных доходов, расходов на товары и услуги, сбережения (в текущих и постоянных ценах) и все прочие структурные элементы доходной и расходной части баланса. Элементы этой схемы описаны в работе [7].
Система прогнозных расчетов структуры потребительских расходов населения объединяет тридцать функций спроса для расчета дезагрегированных групп товаров и услуг и три функции спроса для агрегированных позиций (продовольственные товары, непродовольственные товары, услуги). Все уравнения представлены в стандартной форме (14), либо (16) (услуги связи), расчеты проводятся в постоянных ценах. Такая система расчетов использует в качестве экзогенной информации
индексы цен на отдельные товарные группы и виды услуг и параметр дифференциации доходов (среднеквадратическое отклонение логарифмов дохода). Если в момент проведения прогнозных расчетов такая информация отсутствует, то принимается, что все соотношения цен и показатель дифференциации доходов сохраняются на уровне базового периода.
При этом рассчитанные показатели расходов корректируются с учетом динамики прироста потребительских кредитов населению, переоцененных в постоянные цены. Если, как в 2008-2009 гг., задолженность по потребительским кредитам снижается, то это приравнивается к прямому вычету из расходов на товары и услуги.
Рассчитанные с помощью функций спроса прогнозные дезагрегированные показатели товаров и услуг суммируются в соответствующие агрегированные позиции. Если между самостоятельно рассчитанными прогнозными показателями объемов продовольственных товаров, непродовольственных товаров, услуг, и их прогнозными значениями, полученными путем суммирования дезагрегированных позиций, обнаруживаются расхождения, то проводится нормирование дезагрегированных показателей, т.е. самостоятельно рассчитанные агрегированные переменные по определению считаются более надежными. После этого выполняется дополнительное нормирование, обеспечивающее равенство суммы расходов по отдельным видам товаров и услуг и их общей величины, определенной при расчете сводного БДДР.
Использование данной системы расчетов дает возможность содержательно оценивать результаты каждого варианта политики доходов с точки зрения приближения к системе целевых ориентиров потребления отдельных групп товаров и услуг. Если признается, что полученный вариант является неудовлетворительным, то определяются другие варианты прогноза посредством изменения исходных макроэкономических данных и значений переменных системы расчетов, которые являются управляемыми и отражают экономическую политику. Последовательный перебор различных вариантов позволяет в конечном счете сформировать наиболее приемлемую динамику доходов и потребления населения.
Литература
1. Суворов А.В., Сухорукова ГМ, Митяева ОА. Моделирование структуры потребительских расходов населения России //Проблемы прогнозирования. 1999. № 3.
2. Суворов А.В., Сухорукова ГМ, Митяева ОА., Ульянова ЕА. Система функций спроса на товары и услуги в видовой и отраслевой структуре//Проблемы прогнозирования. 2000. № 5.
3. Суворов А.В. Доходы и потребление населения: макроэкономический анализ и прогнозирование. М.: МАКС-Пресс, 2001.
4. Алмон К Система функций потребления и ее оценка для Бельгии // Экономика и матем. методы. 1978. Т. XIV. Вып. 3.
5. Суворов А.В., Сухорукова ГМ. Методы построения дифференцированного баланса денежных доходов и расходов населения и прогнозные расчеты на его основе //Проблемы прогнозирования. 2009. № 5.
6. Джонстон Дж. Эконометрические методы. М.: Статистика, 1980.
7. Суворов А.В. Методы прогнозирования динамики доходов и потребления населения // В кн.: Прикладное прогнозирование национальной экономики. М.: Экономистъ, 2007.
