Dr. Radnóti Éva: A háztartásstatisztikai adatok és a keresleti függvény

Ezzel elérik, hogy idősoraik fejlődését a

súlyozási rendszer változásai sem befo- lyásolják.

A tamuhnányút tapasztalatai alapján az a Véleményem, hogy a problémáknak , közvetlen tárgyalások temajaban tör- ténő megvizsgálása a nézetek lecserélésé- nek olyan lehetőségeit biztosítja, amelyek

a szakirodalom segítségével sem állhat—

nak rendelkezésre. A gazdaságifolyama-

tok elemzése olyan bonyolult elvi és módszertani kérdéseket vet fel, melyek—

nek részletes megvitatása még a legter—

iedeknesebb tanulmány kereteit is túl—

haladj—a.

MAGYAR SZAKIRODALOM

DR. HADNÓTI ÉVA:

A HÁZTARTÁSSTATISZTIKAI ADATOK ÉS A KERESLET! FUGOVÉNY

A Magyar Tudományos Akadémia Közgaz—

daságtudományi Intézetének Közleményei 17. ez.

Budapest, 1963. 112 old.

A keresletkutatás a korábbi években annyira elhanyagolt területe Volt nálunk a közgazdasági irodalomnak, hogy szinte minden e témakörbe vágó munka szá- mot tarthat a szakemberek figyelmére.

Különösen igaz ez olyan rendkívül gon- dos felkészülésről, komoly kutatómun- káról tanúskodó és sok tekintetben ere—

deti tanulmány esetében, mint amilyen Radnóti Éváé. E tanulmány, éppen mert sok gondolatot tartalmaz, további gondo- latokat, véleményeket és —- néhány eset—

ben — ellenvéleményeket ébreszt.

A tanulmányban felölelt témakör olyan gazdag és sokrétű, hogy egy folyóirat—

cikk keretein belül annak csak sommás

kritikájára vállalkozhatnánk. Ezért, hogy

a felületes általánosításokat elkerüljük, a tanulmány egészének átfogó bírálata helyett csupán néhány álláspontjával kapcsolatos véleményünket, esetleg ellen-

véleményünket kíséreljük meg kifejteni.

A szerző részletesen foglalkozik a ke-

resleti függvénnyel,

tatás és Végső fokon a gazdasági terve—

zés eszközéveL A tanulmányban elvi és

módszertani kérdések egyaránt helyet kapnak. Néhány elméleti jellegű kérdés megoldása azonban —— éppen a Vizsgálat

fő céljai szemszögéből — nem megnyug—

tató. Ilyen például a fogyasztási egy—

ségre történő számítások bevonása a keresletkutatás körébe, amire a továb—

biakban visszatérünk. E mellett a java—

solt módszertani megoldás, a Hack

Róbert által bevezetett új típusú keres-

leti függvény alkalmazhatóságának köre, e módszer esetleges korlátai nincsenek eléggé megvilágítva. Ezért véljük Szük—

ségesnek, hogy ezzel kapcsolatos tapasz- tálatainkat és nézeteinket is kifejtsük a mint a keresletku?

továbbiakban. Végül —— és ez megjegy?

zéseink harmadik lényegesebb penge

-— a tanulmány alapján nem érezzük megoldottnak a keresleti függvény ter—

vezésnél történő alkalmazásával kapcso- latos problémák elvi és gyakorlati -—- módszertani oldalának szintézisét. Pen-_

tosabban, e szintézis szükségessége, az ebből következő problémák nem kapnak

kellő hangsúlyt. '

l.; A FOGYASZTÁSI EGYSEG MESE _- A fogyasztási szerkezettel kapcsolatos

kérdések tanulmányozásakor a szerzo meglehetősen nagy helyet szentel a fo—

gyasztási egység kérdésének. Bizonyítja, hogy az egy főre jutó jövedelem nem tükrözi megfelelően az egyes családoso—

portok ,,életszínvonalát". A szükségle- tek ugyanist kortól, nemtől sto függöen erősen eltérők, így ha különböző ösze szetételű csoportokról van szó, életszínr vonaluk azonos egy főre jutó jövedelem esetén sem azonos. A tanulmány írója—;

nak ezért az a véleménye, hogy az egy fogyasztási egységre jutó jövedelem szaj rinti csoportosítás alkalmasabb a fogyasz—

tás elemzésére, mint más csoportosítá-

sok.i —

Teljesen egyetértünk a szerzővel ab;

ban, hogy az egy fogyasztási egységre jutó jövedelem jobb életszínvonalmutató

—-— legalábbis a jelenlegi hazai, feltételek

mellett —- mint az egyéb, az egy családra vagy az egy főre számított jövedelem—

mutatók. Legfeljebb annyit tennénk ehhez hozzá, hogy véleményünk szerint e mutató bevezetése akkor indokolt és

i A szerző arra is utal, hogy a magyar háztartásstatisztikaban feltehetően a megfelelő fogyasztási egység skála hiánya ,miatt nem készül ilyen csoportosítás. Ezzel kapcsolat—

ban megjegyzendő, hogy a Központi Statisz- tikai Hivatal különböző számítási elvek ala- pulvételével elkészített egy kombinált ,!ogyasz- tási egység és megtakarítási skálát, amely több esetben alkalmazásra került. Arra, hogy ezt a háztanásstatlsztlka miért nem veszi csoportképzésl alapul, a továbbiak fognak magyarázatot adni.

szükséges, ha a családnagyság és család—

összetétel szempontjából erősen inhomo—

gén csoportok átlagos jövedelmi színvo—

nalát hasonlítjuk össze. Igen figyelemre—

méltók a tanulmány írójának azok a

meggondolásai, amelyeknek a fogyasz- tási egység számítás történeti áttekintése során ad hangot. Elsősorban arra az indokolásra gondolunk. hogy miért nem lehet általános érvényű fogyasztási egy—

ség skálát konstruálni. E fejtegetések azonban arra engednek következtetni, hogy a szerző nem gondolta végig: való—

ban indokolt—e a fogyasztási egységre jutó jövedelem szerinti csoportosítás be- vezetése a fogyasztási adatok elemzésé—

nél? A problémát magát tulajdonképpen felveti. A tanulmány 28. oldalán írja:

,,A fogyasztási egység mint mérőszám,

az összkiadásokra vonatkozik. Ha egy család m fogyasztási egységet képvisel

és közülük az egyik családtag n fogyasz—

tási egységet, ez annyit jelent, hogy az illető családtagra a család összkiadásai—

nak n/m—ed része jut. Ez azonban nem jelenti azt, hogy az illető családtag vala-

mennyi cikk fogyasztásánál a családi fogyasztás n/m hányadát fogyasztja el, Például a csecsemők a családi összki—

adásból csak igen kis hányadot, de a családi tejfogyasztásból igen nagy hánya-

dot képviselnek. A jlátékfogyasztásnál

csak a gyemekek,.._ a ruzsfogyasztás—

nál csak a nők jönnek számba."

Tegyük hozzá, hogy nemcsak e kis je—

lentőségű, egyedi cikkeknél ilyen nagyok a különbségek, hanem jelentősebb téte- leknél is (például a tipikusan felnőtt fogyasztás tárgyát képező élvezeti cik- kek stb.). E mellett a fogyasztási egy—

ségre történő átszámítási kulcsok nem—

csak cikkenként térnek el, hanem áru—

főcsoportonként is. A gyermekek és fel—

nőttek közötti fogyasztási arány például egészen más az élelmiszereknél, mint az egészségügyi kiadásoknál stb. Ebből

logikusan következik, hogy ha valóban

precízek kívánunk lenni és meg akarjuk

keresni azt a jövedelemmutatót, amely

a legszorosabban kapcsolódik a fogyasz—

tási színvonalhoz, akkor _nem egy, ha-

nem egész sorozat fogyasztási egység skálával kellene dolgoznunk: minden cikk vagy cikkcsoport esetében másféle átszámítási kulcsot kellene alkalmaz—

nunk. Ennek az eljárásnak elvi és gya—

korlati hátrányai kézenfekvők. Követke—

zésképpen meg kellene elégednünk egyet—

len fogyasztási egységskálával, azzal, amely éppen az átlagos arányokat tük—

rözi. Ennek bevezetése esetén nagy való—

színűséggel az történne, hogy bizonyos

(a skála kidolgozásánál nagy súllyal fi—

gyelembe vett) kiadásoknál az eddiginél

szorosabb korrelációkat kapnánk, más

esetekben viszont gyengülne a kapcsolat.

Az új mutató bevezetése tehát nem fel—

tétlenül javítja az eredményeket.

Mindezen túlmenően egyéb problémák is felmerülnek itt. A fogyasztási egy- ség meglehetősen elvont, művi mutató, tehát nehézkes az erre a mutatóra vo—

natkozó eredmények értelmezése. A ter—

vezésnél —— részben talán éppen ezért

—— nem is használják ezt a fogalmat, te—

hát bevezetése a keresleti függvény szá—

mításánál nem segíti elő azt, hogy a ke- resletkutatás eredményeit a tervezésnél alkalmazhassuk. E mellett a fogyasztási

egység valójában nem is egyértelmű mutató: a fogyasztási egységskála meg'—

állapításánál ugyanis gyakorlatilag lehe- tetlen elkerülni bizonyos önkényességet, több-kevesebb szubjektív elem bevezeté—

sét. Végül pedig, éppen mert az átszá—

mítási kulcsok időben eléggé változók

lehetnek, e módszer bevezetése gátol—

hatja az adatok összehasonlíthatóságát és ez éppen a keresleti függvényből tör-

ténő előrebocslésnél okozhat nehézsége—

ket.

2. A JÖVEDELEMRUGALMASSÁGI EGYUTTHATÓ JAVASOLT SZÁMITÁSI

MÓDSZERE

Röviden foglalkoznunk kell a tanul—

mánynak azzal a részével, amely a jöve—

delemmgalmassági együtthatók számí—

tási módszerére vonatkozik, hiszen a ta—

nulmány egyik fő mondanivalója két—

ségkívül a jövedelem—rugalmassági együtt—

ható klasszikus módon történő meghatá—

rozásának bírálata.

Mint ismeretes, keresztmetszeti adatok esetén ezen együttható meghatározásá—

nak hagyományos módja, hogy a meg—

figyelt háztartásokat az egy főre jutó jövedelem szerint csoportosítva megha—

tározzuk jövedelemcsoportonként az egy

főre jutó átlagos jövedelmeket és átlagos

kiadásokat, majd ezeket egy ismert tí—

pusú — a gyakorlatban általában két vagy három ismeretlen paramétert tar—

talmazó —— analitikus függvénnyel ki—

egyenlítjük. A kiegyenlítés általában a legkisebb négyzetek módszerével törté—

nik, amely biztosítja az ismeretlen para—

méterek oly módon történő becslését,

hogy a számított és a ténylegesen adott

fogyasztási pontok közötti eltérések négyzetösszege minimális legyen. Ha a

jövedelemv'áltozót I-vel, a fogyasztást y—

nal, a választott függvényt pedig f—el

( jelöljük, akkor a keresleti függvény az

alábbi formában írható fel:

11 : f(D- /1/

Ebből — mint ismeretes —— a jövedelem—

rugalmassági együttható:

df (1) 1

dl .f_(—I)—' /2/

MI):

d 1

ahol H) a keresleti függvény jövede-

lem szerinti differenciálhányadosát jelöli.

A /2/ fomulából is látható, hogy az

együttható értéke függ a jövedelemtől

és magától az f (I) keresleti függvénytől.

Radnóti Eva tanulmánya a fenti mód—

szerrel szemben azt az ellenvetést teszi;

hogy ezen az úton .kanott n (1) jöve—

delem-rugalmassági függvény a valóság-

nak nem megfelelően, torzítva mutatja a vizsgált cikk, vagy cikkfőcsoport jö—

vedelem-rugalmassági együtthatójának változását a jövedelem függvényében. E mutató alakulását a jövedelem függvé—

nyéb'en helyesen az ő általa ,,empirikusan

adott" rugalmassági együtthatóknak ne—

vezett ívrugalmasságok tükrözik. Az em—

pirikusan adott rugalmassági együtt—

hatókat úgy nyerjük, hogy a szomSzédos jövedelem—kategóriák között mutatkozó relatív fogyasztásváltozást a relatív jö—

vedelemváltozáshoz viszonyítjuk. Ha n

jövedelem—kategóriánk van, akkor 'n'—I empirikus jövedelem—rugalmassági együtt- hatót képezhetünk ezen a módon. Ezek az együtthatók — éppúgy mint az empi—

rikus fogyasztási pontok — mutathatnak

bizonyos tendenciát a jövedelem—növeke—

dés irányában, és ezeket kell kiegyenli-

teni valamilyen alkalmasan választott

—— tehát a tendenciát követő -— függvény—- nyel. A kiegyenlítés módja lehet most is a legkisebb négyzetek módszere. Ha ezt a kiegyenlítést elvégeztük semmi aka- dálya annak, hogy ebből visszafele a ke- resleti függvényt is meghatározzuk. Ha az empirikusan adott jövedelem-rugal- massági függvényt g(I)-vel jelöljük, ak- kor a keresleti függvényt az alábbi mó- don számíthatjuk ki:

9 (I) '

,: KJTG" W

aholS az integrálás jele.

Mint a fenti rövid ismertetésból is ki—

tünik, elvileg a két módszer ekvivalens—

nek tekinthető abban az esetben, _ ha pontosan ismerjük az f(I) keresleti, illetve az 11 (I) jövedelem—rugalmasz'iági.

függvényt. Ekkor f(I) ismeretében ponto—

san a /2/ alatti 1) (I) függvény adná _a_

jövedelem—rugalmassági függvényt, illetve

'a (I) ismeretében az f (1) függvény lenne azonos a /3/ alatti keresleti függvénnyel, ha ott a(I) helyett az 11 (I) függvénnyel végeznénk a számítást. Minthogy a gya—

korlatban sem az f(I), sem pedig aza—MI)

függvény nem ismeretes, annak, a

kérdésnek az eldöntésében, hogy melyik.

módszerrel nyert jövedelem-mganng—

sági együtthatók tükrözik helyesebben a' valóságot, csak az lehet az irányadó,, hogy a rendelkezésre álló alapadatokból melyik függvényt tudjuk megbízhatób-w ban becsülni. A választás tehát egy sta—

tisztikai becslés-elméleti kérdés megVá——

laszolásától függ.

A tanulmány a javasolt módszer alkal—

mazását az 1957—es háztartásstatisztikai"

adatok alapján a munkás—alkalmazotti réteg 4 kiadási főcsoportjánál mutatja be. Ezek: a művelődési, az élelmiszer, a lakberendezési és a személyi fogyasz——

tási főcsoportok. A művelődési kiadásnál az empirikusan adott jövedelem-rugalmas—

sági együtthatók a jövedelem függvé—

nyében először csökkennek, majd nőnek;

az élelmiszerkiadásoknál az együtthatók egynél kisebbek és csökkennek, ha nő a jövedelem; a lakberendezési kiadások—- nál az együtthatók egynél nagyobbak és a jövedelemnövekedés hatására csökken—r nek; a személyi kiadásoknál az együtt-—

hatók egynél nagyobbak és a jövedelem növekedésével növekvő tendenciát mu—

tatnak. Az első cikkfőcsoportnál az em—

pirikusan adott jövedelem—rugalmassági együtthatókat a tanulmány írója egy másodfokú parabolával közelíti, a többi három főcsoportnál a kiegyenlítést egyed nessel végzi el. Mind a négy főcsoport- nál megvizsgálja milyen rugalmassági együtthatókat nyer, ha a klasszikus mód-_

szerrel, a keresleti függvények alapján

határozza meg azokat. Ez utóbbi esetben

az /1/ alatti f(I) keresleti függVényt min—

dig egyenesnek, illetve hatványfüggvény-

vnek választja. Az általa meghatározott

90) függvény az empirikusan adott jö—

vedelem-rugalmassági együtthatókhoz mind a négy esetben kisebb relatív hi—

bával ill-leszkedett, mint az f(l) keresleti függvényből származtatott'r; (I) jövede-

lem-rugalmassági függvény. Sőt még az is igaznak bizonyult mind a négy főcso—

portnál, hogy a g(I)—'ből a /3/ összefüggés

' alapján számított fogyasztási értékek is

kisebb relatív hibával símultak az álta-

gos fogyasztási pontokhoz. Ezen túlme—

nően azn (1) függvény változási tenden—

ciája a jövedelem növekedésével mást mutatott, mint amit az empirikusan

adott jövedelem-rugalmassági együttha- tók jeleztek. Ebből vonta le azután azt a következtetést a tanulmány írója, hogy a klasszikus módszerrel nyert 1) (I) jöve- delem—rugalmassági függvény szükség—

képpen és minden esetben torzítva mu- tatja a. relatív jövedelemváltozásra jutó

relatív fogyasztásváltozás alakulását.

Ezzel a végső kategórikus konklúzió—

val szemben szeretnénk néhány észrevé—

telt tenni.

a) Amikor a háztartásstatisztikai ada- tok alapján arra kívánunk feleletet kapni, hogy egy—egy rétegen belül a kü—

lönböző jövedelmi szinten élőknél mi- lyen értékű egyes cikkfőcsoportok jöve—

delem—rugalmassági együtthatója, akkor nem szabad megfeledkeznünk arról,

hogy a meghatározás alapjául a megfi—

gyelt családok jövedelmi és kiadási fel—

jegyzései szolgálnak: ezek azok az adatok,

amelyek empirikusan adottakAcsaládok—

nál empirikusan jövedelem-rugalmassági

együtthatókat feljegyezni nem tudunk.

Primer kapcsolatot elsősorban a fogyasz- tás és a jövedelem között kell keres—

nünk. A jövedelem—rugalmassági együtt—

ható —— bármilyen módszerrel számítjuk is ki —— derivált, levezetett mutató.

b) E mutató helyes becslése elsősor-

ban azon múlik, hogy a fogyasztás és jövedelem között megmutatkozó elég

határozott kapcsolatot egy alkalmasan kiválasztott f(I) függvénnyel le tudjuk írni. Ehhez a szerző által választott lineáris vagy hatványfüggvény nem min—

dig elégséges. Az empirikus fogyasztási pontok felrajzolását igen gondos mate—

matikai és közgazdasági elemzésnek kell követnie, és ennek kapcsán nem rekeszt-

hetünk ki eleve a lineáristól, vagy a

hatványfüggvénytől eltérő más típusú függvényeket. Az f(I) függvény kritikát—

lan és mechanikus kiválasztása a kere—

sett jövedelem—rugalmassági

meghatározásánál valóban súlyos hibák forrásává válhat.

c) Az empirikusan adott jövedelem- rugalrnassági együtthatóknak a szerző által javasolt kiegyenlítése valamilyen ismert típusú g(I) függvénnyel éppúgy

megkívánja az alkalmas és helyes függ—

vény kiválasztását, mint ahogy a klasz—

szikus módszernél a keresleti függvény megkívánja azt. Mert ha nem így lenne és elméletileg ,,igaznak" tekintenénk az együttható

empirikusan adott rugalmasságokat, ak—

kor igen furcsa és szeszélyes változást mutató függvény-értékeket kapnánk.

Ennek igazolására elég a tanulmányból

csupán két ilyen empirikusan adott ru—

galmassági sort bemutatnunk.

Empirikusan adott jövedelem- rugalmassági együtthatók művelődési kiadás élelmiszer kiadás Egy főre jutó

jövedelem (forint)

emuewamwüwasmwwcüowo—o wwaobLthLb wcocwcopnwa

HHNoOb—IOHHHH OOOOO_DOOOOO

) !

Az idézett két empirikusan adott rugal—

massági együttható sor — az átlagos fo—

gyasztási pontoktól eltérően ——- nem vé—

letlenül mutat viszonylag nagy ingado- zást a jövedelem növekedésével. Bárme—

lyik cikkfőcsoportot is tagadnánk ki, nagyjából ugyanezt az ugráló számsort kapnánk. Ennek oka az, hogy a jövede—

lem—rugalmassági együttható, ha azt a differencia hányadosok alapján közelít—

jük, igen érzékeny arra, hogy két szom—

szédos jövedelmi pont milyen távol van egymástól. Bármilyen módszerrel is tör—

ténik a rugalmassági együtthatók meg—

határozása2,aszámított mutatók az empi—

rikusan adott jövedelem—rugalmassági együtthatókat — majdnem valamennyi cikkfőcsoport esetében —- mintegy 30—40 százalékos relatív hibával közelítik csak meg. Ugyanakkor bármelyik módszerrel közelítjük is a tényleges fogyasztási pon—

tokat, a számított és az adott pontok

közötti relatív hiba ritkán haladja meg a 10 százalékot. Ez is bizonyítja, hogy a fogyasztást a rugalmasságoknál meg—

bízhatóbban tudjuk leírni a jövedelem függvényében. A rugalmassági együtt—

7 Meg kell jegyeznünk, hogy a rugalmas- sági együtthatók meghatározására nemcsak az itt vázolt klasszikus módszer es a szerző által javasolt számítási eljárás ismeretes, ha—

nem vannak más elgondolásokon alapuló módszerek. Ilyen például az ún. ,,elhelyezési modell"-—en alapuló számítási módszer, amely—

nek ismertetésére azonban itt nem térhetünk ki. A Központi Statisztikai Hivatal az 1962.

évi háztartásstatisztikai adatokból éppen ezzel a módszerrel határozta meg kilenc kiadási főcsoport jövedelem-rugalmassági együtthatóit.

különböző rétegekre vonatkozóan. Az ezzel a módszerrel nyert együtthatók az 1962—es ház- tartásstatisztikai kiadványban kerülnek majd közlésre.

hatókat csak lényegesen nagyobb hibá-

val tudjuk megadni.

Éppen ezért —— bár érdekes és kétség—

kívül újszerű a jövedelem-rugalmassági

együtthatóknak a szerző által ismertetett számítási módszere —— óvakodnunk kell attól, hogy ezt az eddig ismert eljárá—

sokkal szemben egyedül célravezető

módszerként kezeljük. Mindegyik mód—

szer ellen és mellett sok érv hozható fel, és sajnos nem lehet egyértelműen eldön- teni, hogy melyik az optimális. Kétség-

kívül, ha csupán a befektetett számítási

munkát kívánjuk csökkenteni, akkor a tanulmányban javasolt módszer a legha—

tékonyabb. A munkamegtakarítás kivált—

képpen nagy, ha, mint a tanulmány szer—

zője, a súlyozásokat a részszámitásoknál

mellőzzük. Ez az eljárás azonban igen

problematikus, hiszen a megfigyelt né—

pesség az egy főre jutó jövedelem sze—

rint igen ferde eloszlású és az eszerinti súlyozás a felhasznált fogyasztási, jöve—

delmi és egyéb átlagokat igen nagymér—

tékben befolyásolhatja. Márpedig; nyil—

vánvaló, hogy a súlyozottan számított átlagok a reálisak, bár számításuk való—

ban tetemes munkatöbbletet okoz.

d) Szükségesnek tartjuk még megje—

gyezni, hogy bár az 1957—es háztartás—

statisztikai adatokból a szerző által ki—

választott négy kiadási főcsoport eseté-

ben a /3/ függvénytipussal nyert keres-

leti függvény jobban illeszkedett az ern-

pirikus fogyasztási pontokhoz, mint a

,,klasszikus" módszerrel számított függ—

vények, ez nem szükségképpen igaz minden esetben. Az 1962. évi munkás- alkalmazotti rétegre vonatkozó háztar- tásstatisztikai adatok alapján általunk vizsgált nyolc kiadási főcsoportnál pél—

dául egyetlen esetben —- a művelődési kiadásnál —— tapasztaltuk csak, hogy a /3/ típusú függvény valamivel jobban

simult a tényleges fogyasztási pontokhoz,

mint az általunk választott f(I) keres-

leti függvény. [A /3/ típusú függvény 5,1, az általunk választott f(I) függvény

5,8 százalékos relativ hibával közelítette

a fogyasztási pontokat.] Hat további fő—

csoportnál mindig az f(I) függvény simult kisebb relativ hibával az empirikus fo—

gyasztási pontokhoz és egy esetben —- az

egészségügyi kiadásoknál —- teljesen azo—

nos érték volt a két függvény relativ

hibája.

3. A KERESLETI FUGGVÉNY GYAKORLATI ALKALMAZÁSA

A ,,szocialista keresletkutatás alapvető

feladata az, hogy a tervezést szolgálja",

irja a tanulmány szerzője. Ennek elle—

nére nem foglalkozik elég mélyrehatóan azzal a kérdéssel, hogyan lehet a házT tartásstatisztikai adatokra épített keres—

leti függvényt a tervezés érdekében fel—

használni. Az elmélet és módsZer szinté—

zise a tervezés érdekében olyan kérdés,

mely szorosan összefügg a tanulmány

egész tárgyával. Mégis, a tárgyalás során

egy lényeges láncszem elsikkad, annak bizonyítása ugyanis, hogy lehet—e egy,

a háztartásstatisztikai adatokból nyert statikus modellt a keresleti prognózis par excellence dinamikus céljaira fel—

használni? '

Arról van pőntosabban szó, hogy a háztartásstatisztikában megfigyelhető jö—

vedelemeffektus nem azonos a tényleges, a valóságban előforduló jövedelemeffek—

tussal. A háztartásstatisztikában meg—

figyelt családoknál nem a jövedelemből-

tozás hatását figyeljük, hanem eleve kü—

lönböző jövedelmű családok fogyasztási szerkezetének eltéréseit vetjük egybe és ez már nem ugyanaz a kérdés. E mellett

a valóságban a jövedelemváltozás —— leg-

alábbis általában --— úgy megy végbe, hogy a változás tendenciája nem tér el szisztematikusan a különböző típusú csa- ládoknál. Másként: a jövedelemválto—

zás, ismét elvben és általában, sok külön—

böző tényezőből adódik és eloszlása a családok között többé-kevésbé véletlen- szerű. Azaz, ha bizonyos nagyjelentőségű, de viszonylag ritka központi intézkedés—

től eltekintünk, mint amilyen például a családipótlék—rendszer nagyarányú átala- kítása lenne, akkor nem valószínű, hogy az átlagos jövedelemváltozás törvény—

szerűen másként érinti a kis, mint a nagy családokat, a munkásokat, mint az

alkalmazottakat stb. Egy adott időszak—

ban Viszont —— és ez tükröződik a háztar—

tásstatisztikában —-— a különböző jöve—

delmi szintű családcsoportok összetétele

szisztematikusan különbözik. így például,

ha az egy főre jutó jövedelem a csopor—

tosítás alapja, akkor magasabb jövedelmi

iszint mellett kisebb a családok átlagos

taglétszáma, nagyobb az alkalmazottak,

főleg a vezetőállásúak és az értelmiségiek

aránya stb., mint alacsony jövedelmek mellett. Mindezek pedig olyan szisztema—

tikus különbségek, amelyek -- mint azt a tanulmány is kifejti _ a jövedelemtől függetlenül is hatnak a fogyasztás szer—

kezetére.

Ha mégis a háztartásstatisztikára épí- tett modellből akarunk a tervezés szá-

mára következtetést levonni, akkor vagy

be kell bizonyítanunk, hogy a jövedel—

men kivüli tényezők keresleti függvény—

re gyakorolt hatása jelentéktelen, vagy

olyan módszert kell találnunk, amely át—

hidalja a kétféle modell közti elméleti

eltérést. Ilyen lehetőség például az, hogy- a függvényt, illetve a rugalmasságokat

nem az egész sokaságra átlagosan szá—

mítjuk, hanem külön—külön mindazokra a csoportokra, amelyekről feltehető, illetve bizonyítható, hogy különbözőképpen rea—

gálnak a jövedelemváltozás hatására és

e függvényeket, illetve rugalmasságokat

a tervidőszakban érvényes átlagos sú- lyokkal, azaz minden jövedelemcsoport—

nál azonos súlyokkal átlagoljuk.

Még egy hasonló jellegű probléma lép fel akkor, amikor a keresleti függvényt a

tervkészítésnél kívánjuk alkalmazni. Is—

meretes (ezt Radnóti Éva különösen alá—

húzza), hogy a jövedelemrugalmasság

függ magától a jövedelmi szinttől. Mind—

azon cikkeknél például, amelyeknél el—

méletileg telítettség következhet be,

a jövedelemrugalmasság szükségképpen csökken a jövedelem növekedésével. Ép—

pen ezért helyezkedik a szerző arra az álláspontra, hogy a tervezésnél általában

nem helyes a háztartásstatisztikára ala—

pozott átlagos rugalmassági együtthatóra támaszkodni. Azt hisszük azonban, hogy

——- éppen mert a rugalmasságok külön—

böznek -- nem helyes az sem, hogy ha a tervezett átlagos jövedelmi színvonalra azt az együtthatót vonatkoztatjuk, amely az ezzel az átlaggal egyenlő specifikus jövedelmi csoportra érvényes. Egy pél—

dával élve: ha az egy főre jutó átlagos jöveledem a kiinduló időszakban (az egész szóban forgó népességcsoportnál) 1000 forint, a tervezett jövedelmi szint pedig

1200 forint, akkor nem látszik helyesnek,

ha az egyes cikkek fogyasztásának vár- ható alakulását úgy becsüljük, hogy a

háztartásstatisztika két megfelelő jöve—

delemcsoportja közötti rugalmasságokból

indulunk ki. (Ezek az egy főre jutó 1000

forint és az egy főre jutó 1200 forint jö—

vedelemmel rendelkezők csoportjai.) Ha így járunk el, akkor egy—egy, a jövede—

lem szempontjából homogén csoport vi- selkedéséből levont következtetést érvé—

nyesnek tekintünk a jövedelem szem—

pontjából heterogén összsokaságra.

A számítások pontosabbá tételére való- színűleg több lehetőség van. Egyik elkép-

zelhető megoldás például az, hogy a jö—

vedelemeloszlás várható alakulását is be—

kapcsoljuk a keresleti függvény számítá—

sokba. Erre ma már, amikor a jövede—

lemeloszlás függvényszerű leírása ren- delkezésünkre áll, van lehetőség. Ez gya—

korlatilag azt jelenti, hogy a tervidőszak- ra alkalmazandó (cikkenkénti stb.) jöve—

delemrugalmasságokat úgy alakítjuk ki, hogy a háztartásstatisztika jövedelem—

csoportonkénti rugalmasságait a háztar—

tások taglétszámával való súlyozás után

a jövedelemcsoportok tervidőszakban várható súlyaival aggregáljuk,

A fent mondottak arra utalnak, hogy a keresletkutatásnál és tervezésnél nem

csupán a megfelelő keresleti függvény

számítása jelent nehézséget, hanem e függvénytípus vagy függvénytípusok ter—

vezésben való alkalmazása sem mentes a problémáktól. Lehetséges, hogy az itt vázolt gondolatok nem módosítanák lé—

nyegesen a számítások eredményeit. A

tudományos értékű következtetések azon- ban megkövetelik a kiinduló hipotézisek

pontos felvázolását, még akkor is, ha a

hipotézisek egyértelmű igazolására egye—

lőre nincs lehetőség.

Ferge Sándomé—Schnell Lászlóné