A LAKOSSÁG FOGYASZTÁSÁNAK VIZSGÁLATA DlNAMlKUS KERESLETl FUGGVENYEKKEL
HULYÁK KATALIN
E tanulmányban arról a kutatási munkáról számolunk be, amelynek során ki- sérletet tettünk dinamikus keresleti függvények hazai adatokon alapuló számszerű- sítésére. Ez a munka része annak a részletes és több irányú kutatómunkának. amely a Számítógépalkalmazási Kutató Intézetben több éve folyik, és amelynek célja fo—
gyasztáselemzési modellek felhasználása a fogyasztóiár—politika megalapozására
(2), (5). (9)-
Korábban alkalmazott keresleti függvényeink statikusak voltak abban az érte- lemben, hogy feltételezték azt. hogy a fogyasztás bármely jövedelem- és árszituá—
cióban azonnal felvesz egy meghatározott egyensúlyi értéket. A statikus elmélet szerint a bekövetkező jövedelem- és árváltozások hatására a fogyasztás is azonnal igazodik a kialakult új helyzethez. vagyis a t időszakban bekövetkező változások még ugyanezen t időszakban kifejtik teljes hatásukat. Szükségtelen azt hangoztat—
ni, hogy a statikus szemlélet nem irja le reálisan a fogyasztó magatartását, azt ahogy reakciói a valóságban bekövetkeznek. lgazából a bekövetkezett jövedelem—
és árváltozások hatása nem azonnal, hanem bizonyos késéssel és több időszakon keresztül elosztva jelentkezik. Közben a jövedelem- és árszituáció újból változhat, s az új hatások az áthúzódó korábbi hatásokkal együtt fejtik ki hatásukat. igy a va—
lamely fogyasztási cikkből igényelt optimális mennyiség (egyensúlyi érték) az időben állandóan változik, s a fogyasztó vásárlásait úgy alakítja, hogy részlegesen igazod- jon az állandóan megújuló helyzethez.
Az ilyen típusú magatartás az ún. .,részleges igazodás" (partial adjustment) modelljének klasszikus példája. amelynek szómszerűsítésére az ökonometria az el—
osztott késleltetések modelljét alkalmazza.
Vizsgáljuk meg. hogy mi az oka annak, hogy a fogyasztó reakciói időbeli ké- séssel s az időben elosztva jelentkeznek. Két fő okot kell megemlítenünk. Az első ok bizonyos fogyasztási cikkek, sőt cikkcsoportok tartós jellegében rejlik. Amennyiben valaki a t időszakban jövedelem— és árhelyzetének megfelelően kialakította elkép- zelése szerinti készleteit a tartós fogyasztási cikkekből, őt egy t—i—i időszakban be- következő jövedelem- vagy árváltozás nem fogja arra késztetni, hogy azon azonnal változtasson. Ha valaki tavaly vett autót, még jelentős ez évi jövedelemnövekedés sem fogja arra késztetni. hogy ebben az évben újabb összeget fordítson gép- kocsi vásárlására. Csak gépkocsijának elhasználódása fogja arra vezetni, hogy új, esetleg most már jobb jövedelmi helyzetének megfelelően más márkájú gépkocsit vásároljon. Az említett példából kitűnik, hogy a tartós fogyasztási cikkek fogYasztá—
sónál nem tekinthetünk el olyan fogalmak vizsgálatától, mint a rendelkezésre álló
HULYAK: A LAKOSSAG FOGYASZTÁSA
1225
készletek, azok elhasználódása, értékcsökkenése és maguk a vásárlások. A gépko- csivásárlások alakulásának vizsgálatát már az 1950-es években az elosztott késlelte- tések modelljével ábrázolták (1), de ugyanezt a módszert többen alkalmazták egyéb tartós háztartási cikkek vizsgálatára is, számszerűsítve a készletek, az értékcsökke—
nés hatását és az elaszticitások rövid, és hosszú távú értékeit (6), (8).
1966-ban jelent meg H. 5. Houthakker és L. D. Taylor (4) alapvető munkája, amelyben az Egyesült Államok lakossági fogyasztásának teljes skáláját dinamikus
keresleti függvényekkel elemezték és jelezték előre.
Munkájuk éppen azért is kiemelkedő jelentőségű, mert a korábban csak tartós cikkekre alkalmazott dinamikus szemléletet kiterjesztették az összes fogyasztási cikk- re. Keresletelméleti munkájában Marshall már 1920—ban tárgyalta a nem tartós fo—
gyasztási cikkek keresletében is jelentkező fogyasztási szokások szerepét, amelyek korlátozzák a statikus elmélet helyességét. Houthakker és Taylor munkája igazolta, hogy a nem tartós fogyasztási cikkek többségénél számszerűsíthető a fogyasztási szokások hatása. A fogyasztói szokásokban rejlik ugyanis a második okcsoport, amellyel az időbeli késések és az időben elosztva jelentkező hatások magyarázha—
tók. A szokások vezetnek a fogyasztói viselkedés elemzésében jól ismert tehetetlen—
ség jelenségéhez. Hiába emelkedik például valamely cigaretta ára. az a fogyasztó, aki ahhoz a típushoz szokott, nem fogja azonnal csökkenteni fogyasztását a most már drágább áruból, legfeljebb később fokozatosan tér át egy más tipusra. vagy igyekszik csökkenteni dohányzását. Ebben az esetben ismét bizonyos készletváltozó.
éspedig a fogyasztói szokások ún. .,pszichológiai készlete" vezetett az időben el-
húzódó, fokozatosan igazodó magatartáshoz. *
Houthakker és Taylor érdeme. hogy rámutattak arra, hogy a dinamikus keres—
leti függvények egyaránt jól illeszthetők tartós és nem tartós javakra, s az egységes kezelésmód előnyei mellett még annak az eldöntésére is felhasználhatók. hogy a vizsgált fogyasztási cikk ténylegesen tartós jellegű—e avagy nem tartós, azaz fo- gyasztásában a szokások hatása domináló.
Saját korábbi idősoros vizsgálatainkban számszerűsítettük az általunk ,,konstans elaszticitású" modellnek nevezett. különálló egyenletekből álló modellt, amelyet korábban ugyancsak Houthakker alkalmazott (3). E modell dinamizálás révén tör- ténő általánositásának tekinthető a Houthakker—Taylor—féle dinamikus modell. Kor- szerűbb s az eredetinél jóval mélyebb bontású új adatbázisunkon számszerűsítet- tük mind a korábbi statikus. mind a dinamikus változatot. lgy minden cikkre, illetve cikkcsoportra el tudjuk dönteni, hogy melyik függvény írta le jobban alakulását. A dinamikus változat alkalmazása sok érdekes s tudomásunk szerint a hazai gyakor- latban még nem vizsgált összefüggés feltárását ígérte. A következőkben először egé- szen röviden bemutatjuk a statikus, konstans elaszticitású modellt, majd részleteseb—
ben a Houthakker—Taylor-féle dinamikus modellt.
A STATIKUS ,,KONSTANS ELASZTlClTÁSÚ" MODELL
A ..konstans elaszticitású" statikus modellben az i-edik cikk (cikkcsoport) fo—
gyasztott mennyiségét az összkiadásra forditott reáljövedelem és az i-edik cikk (cikk—
csoport) relatív árának függvényében fejezzük ki.
A statikus függvényt általában a változók logaritmusaira írjuk fel, mert álta—
lános tapasztalat szerint ezek a függvények jobban illeszkednek, mint a lineáris függvények. (A dinamikus, többváltozós függvényeknél az illeszkedésbeli különbség elhanyagolhatővá válik, ezért a dinamikus függvényekben nem alkalmazzuk a logo-
ritmus—transzformációt.)
1226
HULYAK KATALIN
A konstans elaszticitású modell i-edik egyenlete a következő:
los % : (t,-HI,— los (xt/pth los (P,-J titan /1/
ahol:
Gít —az i-edik cikkből fogyasztott mennyiség (vagy változatlan áras fogyasztás) a t-edik megfigyelési időszakban,
pi: —az i-edik cikk fogyasztói ára (vagy árindexe) a t-edik megfigyelési idő- szakban.
x; — az összkiadásra fordított jövedelem vagy a rendelkezésre álló jövedelem a t—edik megfigyelési időszakban.
pt -— az általános fogyasztói árindex a t—edik megfigyelési időszakban, Uit —- a függvény véletlen tényezőjének t időszakbeli értéke,
arj/í és n,. —a meghatározandó paraméterek.
A függvény változói az általános fogyasztói árindexszel deflált változók. s így a változatlan áras fogyasztást a reáljövedelem és a relatív árindex függvényében fejezzük ki. A reáljövedelem változó lehet az összfogyasztásra fordított változatlan áras összeg, valamint a változatlan áras rendelkezésre álló jövedelem is. Mindkét ,,jövedelem változó" szerepeltetése mellett felhozhatók érvek. Az összfogyasztás sze—
repeltetése jobban megfelel az additivitás követelményeinek, a rendelkezésre álló jövedelemmel viszont jobban kifejezhetjük a tényleges jövedelemszintet, s ez utóbbi esetben Vizsgálatunkat kiterjeszthetjük a lakásfelhalmozások vizsgálatára is.
Áttérve a rugolmcsságok meghatározására, figyelembe kell vennünk a függ- vény speciális jellegét.
A modell y,- paramétere éppen az i-edik cikk (cikkcsoport) jövedelemelaszticitá- sa. mivel egyszázalékos jövedelemváltozás x-ben — konstans árak meleltt —- (: pilp változót nem érintve éppen 7,— százalékos változást okoz a a; változóban.
Az árrugalmasságok meghatározásánál nem ilyen egyszerű a helyzet. A p,— egy- ségnyi logaritmusváltozása megváltoztatja ugyanis a függvény mindkét változáját:
x/p—t a p változó révén. pí/p—t pedig mind pi-n, mind p—n keresztül. Ezért az arra-
galmasságok számításánál a következőképpen járunk el.Jelöljük wi: piaílx-szel az i-edik cikk (cikkcsoport) arányát az összkiadásban.
és feltételezzük, hogy p-t a p,- értékekből a w,- súlyok felhasználásával nyerjük. lgy azt is feltételezhetjük, hogy p; egységnyi logaritmusváltozása (-—w,-)-nyi logaritmus—
változást okoz x/p—benv és (1 --w,-)-nyit pílp-ben. Ezért az (?,-,- saját árelaszticitás:
ll
e,..- —w,.v,.4r(1——w;)n,. :: ni— (y,-Jrniiwi
Az árelaszticitások képletéből látható. hogy még a ,.konstans elaszticitású"-nak
nevezett modellben is változnak az árelaszticitások a változó w kiadási arányok kö—
vetkeztében. Számitásainkban a ,.konstans elaszticitású" modellt egyrészt mint ön-
álló modellt tekintettük, másrészt mint a dinamikus modell speciális esetét egyes
cikkek vagy cikkcsoportok vizsgálatára.A HOUTHAKKER-TAYLOR-FÉLE DlNAMlKUS KERESLET! MODELL
Mielőtt a dinamikus modell részletesebb tárgyalásába kezdenénk.1 megvizs—
gáljuk azt. hogy a Houthakker—Taylor-féle modell hol helyezhető el az alkalmazott keresletelemzés igen széles skáláján.
* A modell tárgyalásánál teljes mértékben Houthakker és Taylor (4) művére támaszkodunk.
A LAKOSSÁG FOGYASZTASA 1227 Míg minden keresleti modell célja a fogyasztási struktúra elemzése, a jövede- lem— és árhatások számszerűsítése, maguk a modellek igen nagy változatosságot
mutatnak. A modellek tekintélyesebb része keresletelméleti megalapozottságú, és
hasznossági függvény maximálásából vezeti le matematikailag kötött formában a keresleti függvényeket. sőt a függvények meghatározta teljes összefüggő rendszert is. Ezek a modellek a maguk elméleti feltevéseikkel, kötött formájukkal és speciális becslési igényükkel az alkalmazott ökonometria egy önálló területét alkotják. Éppen ezért a nem linearitásból, valamint a becslési feltételekből eredő nehézségek miatt, csak nehezen lehet ezeket a modelleket beilleszteni olyan szimultán egyenletekből álló ökonometriai modellekbe. amelyek a gazdaság más szféráit (termelés, foglalkoz- tatottság. külkereskedelem stb.) is magyarázzák. Ilyen elméleti háttérrel rendelkező modellek például a lakossági kiadások Stone-féle rendszere (7), valamint a rotter—dami keresleti modell (12).
Természetesen a gazdaság egészét leíró makromodellek is tartalmaznak ke- resleti egyenleteket. Ezek az egyenletek általában nélkülözik a hasznosságelméleti hátteret, ezáltal rugalmasabban kezelhetők, és általában egyszerűbben becsülhe- tők. Az ilyen típusú keresleti egyenletek, amelyeknek a modellekből kiemelve is ön- álló létük van, a keresleti modellek másik halmazát képezik. Ezeknek a keresleti egyenleteknek (: specifikálásánál abból indulunk ki. hogy megpróbáljuk figyelem—
be venni mindazon magyarázó változót. amelyekkel függő változónk — az i-edik cikk
fogyasztása — magyarázható. Általánosan a következő formájú függvényeket illeszt- jük:gi: : f,.(xt, pit' zlt' ' ' ' ' znt' uit) ahol:
Clít -—az i-edik cikkből a t időszakban fogyasztott mennyiség.
x: — a rendelkezésre álló jövedelem.
pi: -—az í-edik cikk relatív ára,
11, , , zm - bármely más szóba jöhető magyarázó változó,
uit —-a nem specifikált véletlen hatásokat kifejező változó.
A zu, . . ., z", változók között bármely változót szerepeltethetünk, amely feltevé- seink szerint befolyásolja az i-edik cikk fogyasztását. lgy lehetőségünk van helyette—
sitő vagy komplementer cikkek fogyasztási vagy ár változóinak. készlet változóknak vagy bármely késleltetett változónak a szerepeltetésére. Ugyanakkor meg kell je- gyeznünk, hogy az ilyen típusú keresleti függvények nem tartalmaznak eleve kikö- téseket a változók elméletileg helyes előjelű paramétereire, nem szűrik ki a multi- kollínearitást, s a különálló egyenletek additivitósát csak nehézségek árán bizto- síthatják.
A különálló egyenletek becslése többnyire az egyszerű legkisebb négyzetek módszerével megoldható. de általában csak több változat egymás utáni becslésé- vel juthatunk el az optimális formájú egyenlet megállapításához. Ennél a döntésnél az elméletileg helyes előjeleket, valamint a becslés statisztikai jellemzőit vesszük figyelembe.
Mind (: Houthakker—féle statikus konstans elaszticita'sú modellt, mind a Hout- hakker—Taylor—féle dinamikus modellt a keresleti modellek ez utóbbi csoportjába
helyezhetjük. A dinamikus modell bizonyos átmenetet képez a két halmaz között,
mert bár teljesen rugalmasan kezelhető, az egyenletek formája a dinamika tekin—tetében, azaz a késleltetett változók figyelembevételére elméletileg alátámasztott ki—
induló specifikációt nyújt. Ezzel foglalkozunk a következőkben.
1228 HULYAK KATALIN 1. Az elméleti dinamikus modell
A dinamikus modell alapfeltevése szerint a jelen döntéseit a múlt befolyásolja,, ezért a dinamikus egyenlet összefüggést teremt a jelen és a múlt között. A múltban történt eseményeket valamely állomány változó jelenbeli szintjével mérjük. A dina- mikus modell azt vizsgálja. hogy ez az állomány változó hogyan változik a jelen dön—
tései következtében. de oly módon, hogy a változás nettó eredménye a predetermi-r nált változók összes múltbeli értékének is függvénye.
Ha az árhatásoktól eltekintünk, s például azt vizsgáljuk. hogy mitől függ egy fogyasztó bútorvásárlásra fordított kiadása valamely évben. nyilvánvalónak látszik, hogy xt—től (folyó jövedelmétől) és s, —től (bútorkészletétől. —állományától). amely
múltbeli vásárlásainak függvénye:
az : a—tőstá—w: /2/
Ebben az esetben st állomány változónk könnyen értelmezhető, hiszen tartós ja—
vaknál, amilyen a bútor is, a felhalmozódott állomány materiális tartalommal bír.
Nem úgy a nem tartós javaknál. ahol az állomány változót csak a fogyasztói szo- kások felhalmozódott ,,pszichológiai (fiktiv) készletével" tudjuk helyettesíteni. Egyen—
lőre eltekintve a mérés nehézségeitől, könnyen belátható, hogy valamely nem tar- tós cikk (például kávé. tea vagy cigaretta) fogyasztása az egyén jövedelmén kívül a múltban kialakult fogyasztói szokásaitól függ (az ártól ismét eltekintve). Ha az egye—
di fogyasztási cikkekről áttérünk a szélesebb fogyasztási cikkcsoportok vizsgálatára, ' az s! állomány változó interpretálása még nehezebbé válik. de olyan kategóriák esetében, amikor a tartós és nem tartós cikkek különválnak. nagyobb nehézségek nélkül értelmezhetjük a cikkcsoport állomány változóját, helyesebben annak ható—
sát. Vegyünk például olyan kategóriákat, mint az élvezeti cikkek vagy a szolgálta—
tások, természetesen ezeknél a cikkcsoportoknál sem érdektelen a fogyasztói szoká- sok hatásának számszerűsítése.
Elméletileg tehát eléggé általánosítható az st (state) állomány változó jelentő—
sége, mint a múltbeli viselkedések eredője. akár tartós vagy nem tartós. akár egyedi cikkről vagy összevont cikkcsoportokról van szó. Vegyük azonban észre, hogy kü—
lönböző irányú az st változó hatása (a [? paraméter előjele) attól függően, hogy tényleges áruállományról vagy fiktív szokások állományáról beszélhetünk. A tartós fogyasztási cikkeknél valamely múltban (esetleg közelmúltban) bekövetkezett állo—
mánynövekedés csökkenti a jelenlegi vásárlásokat. míg a nem tartós javak fogyasz—
tásánál a felhalmozódott szokások fokozódása tovább növeli azok fogyasztását. A modellnek ezt a tulajdonságát ki is használhatjuk annak eldöntésére. hogy valamely cikk vagy cikkcsoport inkább tartós vagy nem tartós jellegűnek minősíthető. Például a ruházati cikkeknél nem olyan könnyű eldönteni, hogy a felhalmozódott készletek vagy a kialakult szokások hatása domináló, az is előfordulhat, hogy mindkét fajta
állomány hat a fogyasztásra, de ezek a hatások ki is egyenlíthetik egymást.
A tisztán elméleti érvelést követően felmerül a kérdés: hogyan tudjuk az s! ál- lomány változót számszerűsíteni, hatását mérni?
Nyilvánvaló. hogy a fogyasztói szokások felhalmozott ..pszichológiai készlete"
nem tartozik a kvantifikálható jelenségek közé. Nem vagyunk sokkal könnyebb hely- zetben a tényleges. tartós javakból a lakosságnál felhalmozódott készletek mérésé—
nél sem. mivel nem rendelkezünk megfelelő információval, sem az állományt. sem annak elhasználódását, értékcsökkenését illetően.
A Houthakker—Taylor-féle modell lehetővé teszi. hogy az st változót elimináljuk az egyenletből. de úgy, hogy hatását, sőt értékcsökkenését is becsülni tudjuk.
A LAKOSSÁG FOGYASZTÁSA
1229 Jelöljük s -vel az állomány változó változását és zt—vel az st értékcsökkenését.
így
s: : gt—Zt' ]3/
(3 konstans értékcsökkenési rátát feltételezve:
Z: : őst. /4/
A két összefüggést kombinálva:
;; s ejt—őst. /5/
Az /5/ kifejezést integrálva:
t öu !)
s! :: ] g(u)e( — du, /6/
...a
vagyis az állomány változó értéke bármely t időpontban egyenlő a t időpontig esz- közölt vásárlások felhalmozott diszkontált összegével.
Most küszöböljük ki az s, változót az /5/ egyenletből a /2/ összefüggés felhasz-
nálásával:ö
st : cut—73— (4,—a—7/X,) /7/
Differenciáljuk /2/-t t szerint, és helyettesítsük /7/-et st helyére:
. a .
az : 49! — ? (ara—wo] Hat. l8/
Egyszerűsitések után ez az összefüggés:
a; a aöHB—ömtwáw öxt- /9/
Ez egy olyan elsőrendű differenciálegyenlet, amely csak a megfigyelhető ch és x, változókat tartalmazza.
A fogyasztásnak a' jövedelemre vonatkoztatott ,,rövid távú" deriváltja ?. A rövid távú kifejezés itt azt a hatást fejezi ki. amellyel a fogyasztás azonnal reagál a jöve- delem változásra, megelőzve azokat a hatásokat, amelyek az állomány változón ke- resztül közvetve érintik a fogyasztást.
Lehetőségünk van a ..hosszú távú" derivált kiszámítására is. amely valamely jövedelemváltozás által kiváltott minden közvetlen és közvetett hatás összegét feje- zi ki.
Ez a következőképpen történik: a—nak, s-nek és x-nek feltételezhetünk olyan
hosszú távú egyensúlyi értéket (c,-t. s—et és x-et). amelyek az időben előrehaladva
már nem változnak. Mivel így s! : 0, az /5/ összefüggés:'a : ö . [10/
[2/ behelyettesitésével:
É—Hlx /11/
1230 HULYÁK KATALiN'
és mivel feltételezzük, hogy 5$ö
A aö yö A
? : 6—5 'l'ÚX- /12/
a-nak az x-re vonatkoztatott hosszú távú deriváltja tehát:
_É
ő—B '
[10/ és [11/ felhasználásával:
?:őiBlÖ—ÉB? 113;
ami némi átalakítás után a következő összefüggéshez vezet:
cv,—a : Be,—:), 114!
amely összefüggés szerint a jelen vásárlások eltérése hosszú távú értéküktől arányos az állomány változó és hosszú távú értéke közötti eltéréssel. Ez a megállapítás me- gint csak igazolja az állomány fokozatos igazításának modelljét. Amennyiben a ;?
paraméter negatív előjelű, a vásárlások meghaladják hosszú távú szintjüket, mialatt az állomány értéke alatta marad hosszú távú értékének. vagy fordított az összefüg—
gés. Pozitív ,8 paraméter mellett a két eltérés azonos előjelű. - 2. Az elméleti modell közelítése véges modellel
Annak érdekében, hogy modellünk a, 13. 7 és 5 paramétereit becsülni tudjuk. a folytonos modellt közelitenünk kell egy olyan modellel, amelyben áttérünk a di szkrét időintervallumokra vonatkozó megfigyelésekre. '
Jelöljük Sto-val és ;to-val a to-tól tO-l- 1—ig terjedő időintervallumra vonatkozó fogyasztás. illetőleg jövedelem kumulált összegét, és sto -val a t időszakot jellemző átlagos állományt:
_.z 'a'tf __ to-H _ to-i-r
'le : ] a(t) dt, xto :: f x(t) dt, sto : [ s(t) dt.
fo t0 to
A to, to—i-t időintervallumban a változókban bekövetkezett változást a következő formában jelöljük:
A*Gto : 4(to"l*T)—9(to)' A*xto : Xl*o'l"')"*x(to)v A*sto : $(to4- t)—s(10)' Ha a /2/ összefüggést integráljuk a (to, to—l-r) időintervallumra:
E., : maga Ha. usr
ugyanezt elvégezve a (to—l—r. tO—i—Zz) intervallumra:
írni-r : atlígsio—H'l'yZoa—r' /1—6l
Az intervallumokon belüli készletváltozások:
A*sto : 'Tto ——ő§;o és A*sto-H a_EtO—I—T—öitO—l-t— [17]
A LAKOSSÁG FOGYASZTASA 1231
Ha /16/ összefüggést kivonjuk /15/-ből:
Emir—ír,, : Beta—kr—E—IJÁ'yGto-i—t—xtol [18/
l15/—ből és [16/-ból kifejezve:
__ 1 _ _
szo-H : "B' (gtolt—aT—yxto—l—Z) /19/
_ 1 - __
sz.) : 73— (geo—("'*thol- /20/
Ha /l9/ és [20/ kifejezéseket visszahelyettesítjük /17/-be akkor:
_ ő - _
A*sto-i—r : atott—í (átüt—at—yxtür) [21/
* _. Ö _ __
A sto : azo—B— (gto—ar—yxto). /22/
A két periódus közötti készletváltozást lineáris közelítéssel a perióduson belüli változásokból a következőképpen becsülhetjük:
_ ':
sto—Hr— sto '*' ? (A*St0_*_r—l——Á*$t0). l23/
Feltételezve, hogy gyakorlati célra ez a közelítés kielégítő, a /18/ összefüggés- be helyettesítve:
__ _ T _.
Gary," ggo : "'i— 13 (A*sz04.1'l'A*st0)*l—y(xto.í_1— x%) :
z _ ő _ _ _ a _ _ _ _
:: ? B[9go*t—í (gto_*_T—aT—7Xt0_y_1)_l' (?m—""B— (azo—at—yxmü—l—Mxtül— Xn) /24/
Átalakítás és egyszerűsítés után:
1lt(5 _ _ % y 1l7ü _ ybifü _
—— Ö 2 2 — 2 __ 2
alol—T: Tat "l'—"7" (ize-l' ?— Xt04—r———7—;'———— gy /25/
vwíw—m 1—3464) 1—34ww) Lmíw—m
Ez a végső egyenlet, amely diszkrét megfelelője a /9/ egyenletnek.
Ha feltételezzük, hogy időbeli megfigyeléseinket r : 1 (1 év vagy 1 hónap stb.)?
szerint skálózzuk, és a számítások egyszerűsítése végett x, helyére Axt—l—xt_1-et írunk (Axt :: xt—x,_1), akkor a /25/ egyenlet a következő formát veszi fel:
1 6
1e—w—m yű$—]
9: : 1016 _y_ ? (lt—1 _l' 2 Axc'l' 1YÖ xt—1' /25/
1—7 (5—5) 1—7 (5—5) nil—í (5—5) 1—; (B*—Ö)
1232 HULYAK KATALIN Ez az egyenlet az. amelyet becsülnünk kell akkor, amikor a Houthakker—Taylar— -' féle dinamikus modellt szómszerűsítjük (egyenlőre még eltekintve az úrhatósoktól).
Az egyenlet magyarázó változóit az előző évi (negyedévi stb.) fogyasztás. :: jövede—
lemvc'iltozós és az előző évi (negyedévi stb.) jövedelem képezi. Ha a változók meg- lehetősen bonyolult koefficienseit rendre Ag, Ai. Az és Ag-mal jelöljük:
Cl! : Ao'l'A19t—1'l'AzAxtlA3Xt—1 [27]
Az egyszerű lineáris regressziós egyenlet Ao. Ai. Az és Ag koefficienseiből (:
minket érdeklő 11. 5. 7, 5 paraméterek egyszerűen szórmaztathatók:
Maga.—Tt) ,
1MAI—H) MAr—1) Az;
13 : vár—Tr,
l28l
A rövid távú jövedelem szerinti deriváltból, y-ból (: hosszú távú derivált ::
Ö/(Ö—B) kifejezéssel való beszorzóssal képezhető. éppen úgY. mint a folytonos mo-
dellnél (vö. /12/—vel).Ha az x, jövedelemváltozó mellé bevesszük a p, órvóltozót mint magyarázó vól-
tozót is (amelytől eddig az egyszerűség kedvéért eltekintettünk). a /2/ kiinduló egyen-let helyére a következő egyenlet kerül:
9, : a—l—Pst—l—yxt-l—Wpt—tut /29/
A korábbi levezetéseket hasonlóképpen elvégezve. a /27/ egyenlet helyett a
9: : And—Algt—1lA2AxtlA3Xt—1l/x4Apt'l'Aspt—l ISO,
egyenletet kapjuk. ahol
"(1 e)
Ö2 6 AA; : mr— % : —T"———— 6 : %— nu
1—7(.5—5) 1—705—6) Ar'íAs
A korábbi paraméterek mellé most még az ?? órderivóltat is becsülni tudjuk.
amelyből a hosszú távú órhatóst szintén a Ö/(Ö—5)—val való szorzóssal számíthatjuk.
A Houthakker—Taylor-modell számszerűsítése tehát a gyakorlati számítások szempontjából meglehetősen egyszerű /30/ ötvóltozós regressziós egyenletek szóm—L
szerűsítését igényli. A lineáris regressziós egyenletek Ao, .. ., A5 regressziós koeffi-
A LAKOSSAG FOGYASZTÁSA
1233 cienseiből egyszerű algebrai transzformációkkal (l29l, /31/) viszont kiszámíthatjuk a következő mutatószámokat:
a —az eredeti egyenlet konstans tagja,
5 -az állomány változó, készletek vagy fogyasztói szokások hatását kifejező paraméter, y -—a jövedelemhatásokat mérő rövid távú koefficiens, amelyből a hosszú távú koeffi-
ciens és a rövid és hosszú távú jövedelemelaszticitások kiszámíthatók,
?; —az árhatásokat mérő rövid távú koefficiens, amelyből a hosszú távú koefficiens, va—
lamint a rövid és hosszú távú áreloszticitások számíthatók, Ö — az értékcsökkenés rátája.
A /30/ regressziós egyenletet csak kiinduló specifikációnak tekintjük, amelyből kiindulva azután a vizsgált fogyasztási cikk speciális jellemzőit figyelembe véve, eset—
leg többszöri próbálkozás után jutunk el az optimális egyenlethez. Ez azt is jelent- heti, hogy pótlólagos változókat veszünk be az egyenletbe, de azt is. hogy a [30/
egyenlet változói közül egyet vagy többet kihagyunk a modellből. Pótlólagos válto—
zókat nem vettünk be az egyenletekbe. de néhány esetben kihagytuk az ár változó—
kat vagy a hosszú távú hatásokat képviselő változókat. (Bővebben lásd a táblák- ban.)
AZ ELVÉGZETT SZÁMlTÁSOK, A FELHASZNÁLT ADATOK ÉS A BECSLÉSl MÓDSZER
Keresletimodell—számításainkhoz a Központi Statisztikai Hivatal fogyasztási, jö- vedelem— és áradatait használtuk fel. Forrásként részben ,,A lakosság jövedelme és fogyasztása" c. kiadványsorozatra. részben a .,Háztartásstatisztika" c. időszaki köz- leményekre támaszkodtunk. Bár ezekben a kiadványokban a vizsgált területek igen gazdag adatállománya szerepel, számításaink speciális jellege pótlólagos adatokat is igényelt. Ez a speciális igény főként a viszonylag hosszú. 1960—tól 1977-ig terjedő összehasonlítható idősorok igényében jelentkezett. Ezeknek az idősoroknak az ösz- szeállításában nagy segítségünkre voltak a Központi Statisztikai Hivatal munkatár- sai. Főként két területen, a teljes körű adatfelvételen alapuló részletes bontású fo- gyasztás folyó és összehasonlítható áras idősorainak, valamint a háztartásstatisztika
1960—ig visszamenő idősorainak összeállításában nyújtottak segítsége'tf2
Mind a konstans elasztici'tású statikus modellt, mind a Houthakker—Taylor-féle dinamikus modellt összevont, fő cikkcsaportos fogyasztási adatokon és részletes bon—
tású adatokon is számszerűsítettük. Az egyenletek függő változói minden esetben változatlan áras fogyasztási adatok; magyarázó ár és jövedelem változóit a relatív árindexek és a változatlan áras összfogyasztás (illetve a reáljövedelem köze- lítésére használt változó) képezik. A statikus modellben e változók logaritmustransz—
formációi közötti lineáris regressziókat becsülünk, a dinamikus modell a változók fo- lyó évi értékeit, késleltetett és differencia transzformációit használja fel. Az elvégzett számításokat két csoportra oszthatjuk aszerint, hogy azok a lakosság teljes körű statisztikai felvételen alapuló összfogyasztását vizsgálják, vagy a háztartásstatiszti-
ka rétegekre vonatkozó. nem teljes körű reprezentatív adatain alapulnak.
A teljes körű felvétel adatai alapján mind részletes bontású, mind összevont, nagy cikkcsaportokba tömörített fogyasztási struktúrát vizsgáltunk.
A részletes bontás 67 cikket, illetve cikkcsaportot jelentett, az összevont fő cikk- csaportokat pedig a rendeltetés szerinti 11 cikkcsaport képezte. A 67 tételből álló struktúra bizonyos halmozódást tartalmaz, de mivel ezek a modellek különálló
? Az 197046! 1960-ig visszamenő adatokat Papp Lajosné, a Központi Statisztikai Hivatal főelőadója dol- gozta ki.
5 Statisztikai Szemle
1234 HULYAK KATALIN egyenleteket tartalmaznak. nem jelent problémát ezekből additív rendszert képez—
ni úgy, hogy elhagyjuk a holmozódást okozó tételeket.
Esetünkben 7 tétel elhagyásával hozhatjuk létre a 60 cikkcsoportos, most már additív rendszert képező modellt. Mind a részletes. mind a 11 cikkcsoportos bon—
tásnál oly módon állítottuk elő a felhasznált relatív árindexeket, hogy a folyó áros adatokat elosztottuk a változatlan áras adatokkal, s az így nyert implicit árindexe—
ket vittük be az egyenletekbe. A teljes körű adatbázis másik sajátossága! hogy nem a vásárolt fogyasztásra, hanem az összes fogyasztásra vonatkozik. (A vásárolt fo- gyasztás 1970-től 1960—ig visszamenő adatait nem tudtuk beszerezni). Annak érde—
kében, hogy a teljes körű lakossági fogyasztás vizsgálatának eredményeit összevet—
hessük a háztartásstatisztikának a rétegek fogyasztására vonatkozó eredményeivel, a fogyasztási cikkek jelleg szerinti. hét fő cikkcsoportos, a vásárolt fogyasztáson alapuló modelljét is számszerűsítettük. Ennek eredményeit a rétegekre nyert ered- mények mellett. összehasonlításként ismertetjük.
A háztartásstatísztikán alapuló rétegvizsgálatokhoz csak folyó áros fogyasztási adatokkal rendelkeztünk. Ezért ezekben (: modellekben nem implicit árakkal dolgoz-
tunk, hanem a Központi Statisztikai Hivatal által kidolgozott fogyasztói árindexek ré-tegekre vonatkozó idősoraiból állítottunk elő relatív árindexeket.
Mivel ezek az árindexek csak a jelleg szerinti hét fő cikkcsoportra állnak ren- delkezésre, lényegében ez volt az a szempont, amely miatt arra kényszerültünk, hogy a rétegek fogyasztását mindössze nyolc cikkcsoportos (7 jelleg szerinti főcsoport, valamint lakás és ingatlan) bontásban vizsgáljuk.
A fenti modellek becslése mintegy 250 (fele részben /1/ és fele részben [30/ for- májú) regressziós egyenlet becslését igényelte. A módszer kiválasztásánál prakti- kus szempontok alapján úgy döntöttünk. hogy a becslést az lCL System 4—70 gépen, a rendelkezésre álló matematikai statisztikai programrendszer lineáris regresszió- analízis programjának lépcsőzetes (stepwise) módszerével végeztük? A lépcsőzete- sen végrehajtott becslés nagy előnye az. hogy a különböző lépésekben nyert ered—
mények kiíratásával minden egyenletre több változatot kapunk. Ennek különösen a dinamikus egyenletek esetében volt jelentősége, ahol tulajdonképpen az elmélet szerint is több változatot kellett volna előállítanunk ahhoz, hogy az optimális egyen—
letet megtaláljuk. Ha (: lépcsőzetes regresszió—számítás nem is helyettesíti a több menetben történő becslést. mégis lehetőséget nyújt arra, hogy több változatból (bár nem az összes lehetséges változatból) válasszuk ki (: legmegfelelőbbnek tartott spe—
cifikációs formát. Ez sok esetben azt jelentette. hogy a kiinduló /30/ regressziós
egyenlet helyett az azt megelőző lépcsőfokok valamelyikén becsült egyenletet vá—lasztottuk. Ezek közül — mint később látni fogjuk — a csupán jövedelmi változókat tartalmazó forma és a csak rövid távú hatásokat tartalmazó forma fordult elő a leg—
gyakrabban.
A SZÁMlTÁSOK EREDMÉNYEI
A kétféle modell részletes eredményeiből kiemeljük azokat a táblákat. amelyek—
ben párhuzamosan közöltük a statikus és a dinamikus modell eredményeit. a be-
csült regressziós egyenletek statisztikai jellemzőit és a számított rövid és hosszú tá-
vú jövedelem— és árelasztícitásokat. Az elaszticitások számításánál egységesen az 1977. év (statisztikai mintánk záróéve) megfigyelési adataira támaszkodtunk, mi- vel ezek a számok tekinthetők leginkább aktuálisnak.3 Az ezzel kapcsolatos számításokat Márkus Annamária, :: Szómítógépolkalmazási Kutató intézet mun- katársa végezte.
A LAKOSSÁG FOGYASZTASA
1235 Az eredmények bemutatásánál a következő jelölésmódot használjuk:
R —a többszörös korrelációs együttható szabadságfokok szerint korrigált értéke.
fu—1 — a reziduumok elsőrendű autokorrelációs együtthatója.
t —-a paraméterérték alatt zárójelben szereplő szám. a megfelelő paraméterhez tartozó t-arány,
—- rövid távú jövedelemelaszticitás.
— hosszú távú jövedelemelaszticitás.
—jövedelemelaszticitás a statikus modellben.
— rövid távú árelaszticitás.
— hosszú távú árelaszticitás,
)__rn_mm)ma
—- árelaszticitós a statikus modellben.
9.
1. A teljes körű felvételen alapuló számítások eredményei összevont kategóriákra A 11 szektoros. rendeltetés szerinti klasszifikáció konstans elaszticitású statikus modelljének becsült jellemzőit tartalmazza az 1. tábla.
1. tábla
A konstans elaszticítású statikus modell paraméterei 11 fő cikkcsoportra
§ TÖbeÉZÖ' Autoko'-
]" _ , ros or— ' ..
Cikkcsoport fugzelggsegg Árrugcimassag reláaiós Legális
l A (eü) egyutt- hato
(e,-) ható
(R) (üt—1)
Élelmiszerek . . . . . . . . , 0.561 (46.11) —0.385 (2.09) 0.997 0.514 ltalok. kávé. tea . . . . . . . . 1.514 (25.00) ——1.185 (4.534) 0.998 0.220 Dohányóruk . . . . . . . . . 1.251 (41.51) ——0.632 (5.50) 0.996 0.503 Ruhózkodós . . . . . . . . . 0,620 (14.15) —0.ó34 (2.52) 0.980 0.323 Lakásszolgáltatás . . . . . . . 1.007 (33.22) -—0.250 (1.47) 0.995 0.221 Fűtés. háztartási energia . . . . 1.231 (22.66) —0.507 (3.133) 0.994 0.169 Háztartós és lakásfelszerelés . . . 1.385 (26.71) —0,717 (123) 0.996 0.316 EgészségügY, testápolás . . . 1.661 (15.80) 0.356 (233) 0.996 0.302 Közlekedés, hírközlés . . . . . . 1.525 ; (12.99) ——1.563 (4.8'4) O,998 0.302 Oktatás, kultúra, sport. üdülés . . . 1.407 (36.51) —0,917 (2.99) 0.996 0.336 Egyéb fogyasztás . . . 1.619 (71.62) —0.400 (2.74) 0.999 0.106
Megjegyzés: zárójelben (: t-próba értékei szerepelnek.
A 11 szektoros statikus modellt követően nézzük meg. hogy a dinamikus mo—
dellel hogyan tudtuk leirni ugyanezt a 11 főcsoportot.
A 2. táblában közöljük a dinamikus modell rövid és hosszú távú elaszticitásait.
üresen hagyva azoknak a függvényeknek, illetve paramétereknek a helyét, amelyek—
re a dinamikus modell nem szolgáltatott szignifikáns eredményeket.
Az 1. és a 2. tábla öszevetésével megállapíthatjuk. hogy a Houthakker—Taylor- féle dinamikus modell a rendeltetés szerinti 11 főcsoportos bontásra értelmezhető.
s a várakozásnak megfelelő eredményekeitthozott. A 11 csoportból 9-re jól illeszke—
dik a modell. A fennmaradó 2 kategória — a fűtés, háztartási energia. valamint az egyéb fogyasztás ——- heterogén jellege miatt valószínűleg nem sorolható egyértelmű—
en sem a ..tartós", sem a ..nem tartós" fogyasztási csoportok közé. Az élelmiszerek főcsoportjában csak a rövid távú hatásokat sikerült számszerűsíteni. ezek azt mu- tatják, hogy a közvetlen jövedelemhatások előidézte fogyasztásnövekedés nagyobb.
mint a statikus modellből nyert jövedelemelaszticitás. mig az árváltozásoknak kisebb a közvetlen csökkentő hatása, mint a statikus modellben becsült mutatószám. Az
5.
1236 '
HULYÁK KATAUN
egészségügyi, testápolási. valamint az oktatás. kultúra stb. főcsoportban igen nagy
arányban szerepelnek társadalmi juttatások, ezért az árhatások nem mutatkoznak szignifikánsnak. a jövedelemhatások alapján viszont azt mondhatjuk. hogy mind- két főcsoportot a fogyasztási szokások uralják. ezért a rövid távú jövedelemhatások csak mintegy felét, illetve egyharmadát teszik ki a hosszú távú jövedelemhatások-nak.
2. tábla
A rövid és hosszú távú elaszticiiások.
valamint az R és az l'u—l értékek a dinamikus modellben
Cikkcsoport el. el'. én e;,. R ru__1
Élelmiszerek . . . 0.766 — -—0,261 —— 0.999 -——0.026
ltalok. kávé. tea . . . 1.234 1.529 4.082 —1.341 0.998 0.266 Dohányáruk . . . 0.949 1.309 ——0.621 —0,857 0.998 —-—0.079 Ruházkodós . . . . . . 1.395 1.103 —0,612 —-0,484 0.995 —0*',003 Lakásszolgáltatás . . . . 0.475 1.320 —-0,173 —0,483 0.996 —0.078 Fűtés. háztartási energia
Hártartás és lakásfelszere—
lés . . . . . . . . 1.562 1.449 —-0'.454 -——O,420 0.998 -—0.1 31
Egészségügy. testápolás . . 0.582 1.309 —— — 0.999 -—0.009
Közlekedés, hírközlés . . . 1.383 0.901 -—2.227 —1.450 0.999 0.172 Oktatás, kultúra. sport. üdü-
lés . . . . . . 0.483 1.552 — — 0.998 0.152
Egyéb fogyasztás
A fennmaradó 6 főcsoportban mind a jövedelem-. mind az árváltozások rövid és hosszú távú hatása jelentkezett. A fogyasztói szokások nagymértékben meghatá- rozók az italok, kávé. tea. a dohányáruk és a lakósszolgáltatások kategóriájában;
ezekben a csoportokban a hosszú távú hatások rendre nagyobbak. mint a rövid tá- vúak. Leginkább tartós jellegűnek a közlekedés és hírközlés mutatkozott. amennyi—
ben a hosszú távú hatások lényegesen nagyobbak. mint a rövid távú hatások. Nem ilyen mértékben, de kissé tartósnak minősíthető a ruházkodási cikkek főcsoportja.
valamint a ..háztartás és lakásfelszerelés" főcsoport.
Az R többszörös korrelációs együttható árnyalatnyi javulását figyelhetjük meg a dinamikus modellekben, szemben a statikus függvények R értékeivel. Lényeges vi—
szont az a javulás, amit az r...1 autokorrelációs együtthatók értéke mutat a dinami- kus függvények javára.
2. A részletes bontású vizsgálat eredményei
A 67 tételes struktúra függvényeinek részletes bemutatása helyett a 11 fő cikk- csoportos bontás szerint haladva kiemeljük azokat a tételeket, amelyekre a dina—
mikus fügvények jobban illeszkedtek. mint a statikus függvények.
Az élelmiszerek erősen aggregált fogyasztási kategóriájára csak a rövid távú hatásokat sikerült számszerűsíteni. A dezaggregált. összesen 24 cikket (cikkcsopor- tot) tartalmazó elemzésből is csak mindössze négy esetben. a hal és halkészítmények.
a zöldségkészítmények. a déligyümölcsök és a gyümölcskészítmények alakulásában mutatkozott határozottan dinamikus hatás. Mind a négy cikkcsoportban a fogyasz—
tási szokások hatása számottevő. ami teljesen kézenfekvő. figyelembe véve.-hagy ezek a termékek általában korszerű, az élelmiszeripar által feldolgozott termékek.
A LAKOSSAG FOGYASZTASA 1237 Várható, hogy ezeknek a cikkeknek a fogyasztása — a rövid távúnál lényegesen na- gyobb hosszú távú elaszticitások következtében — dinamikusan emelkedni fog.
A fogyasztási szokások uralják az italok, kávé, tea címszó alatti fogyasztási ka- tegóriát. Ez már az aggregált cikkcsoportban is abban mutatkozik meg, hogy a hosszú távú elaszticitások mintegy 20 százalékkal nagyobbak, mint rövid távú meg- felelőjük. A cikkcsoport dezaggregált függvényei közül az alkoholtartalmú italok:
bor, sör. égetett szeszes italok függvényeiben igen erős dinamikus hatás mutatkozik;
a ;? (a fogyasztói szokások ..pszichológiai készletének" paramétere) mindenhol po-
zitív előjelű, és nagyobb egynél. Kiemelkedő az égetett szeszes italok fogyasztásá—ban megnyilvánuló hatás, ahol a hosszú távú rugalmasságok 300 százalékra nőnek.
ha 100 százaléknak vesszük a rövid távú megfelelőjüket. Ez azt jelenti, hogy vala- mely jövedelem- vagy árváltozás a szokásokon keresztül hatva, több évre áthúzódó változást (növekedést vagy csökkenést) okoz a szeszes italok fogyasztásában. En- nek figyelembevétele nem elhanyagolható szempont a szeszes italok árszabályo—
zása tervezésénél.
A dohányáruk függvényének viselkedése a várakozásnak megfelelően a fo—
gyasztási szokásoknak domináló hatását mutatta.
Bizonyos fokig meglepetésként hatott. hogy az aggregált ruházkodási függvény szerint a ruházkodási cikkek összességükben tartós fogyasztási cikkcsoportként vi- selkednek. A készletváltozó ;? paramétere negatív előjelű, és a hosszú távú ru- galmasságok mintegy 20 százalékkal kisebbek. mint a közvetlen hatásokat mutató.
rövid távú értékük. A dezaggregált részletes vizsgálat azzal magyarázta ezt a ha—
tást. hogy (: ruházkodáson belül néhány lényeges cikkcsoport erősen és határozat- tan tartós jellegűnek mutatkozott. Ezek a férfi, női és gyermektelsőruházat, vala—
mint az alsóruházat. Anélkül, hogy túlzott jelentőséget tulajdonítanánk a számsze—
rűsített paramétereknek. figyelemre méltónak tartjuk ezt a jelenséget, mert ez is rámutat arra a tényre, hogy a hazai ruházkodási szokások, a ruházkodási kultúra még eléggé fejletlen (valamely év nagyobb ruházkodási kiadását a következő évben visszaesés követi). Kiemeljük még azt. hogy a gyermekruházat függvényében az árhatások a jövedelemhatásokhoz viszonyítva inszignifikánsnak mutatkoztak.
A fűtés, háztartási energia címszó alatti. rendkívül fontos és jelenleg aktuális cikkcsoport vizsgálatára nem bizonyult megfelelőnek a dinamikus modell sem agg- regált, sem dezaggregált szinten. Az összevont kategória statikus jellegét a rész—
függvények a ,,szilárd és cseppfolyós fűtőanyagok". valamint a .,villamos energia, gáz" függvényeinek a dinamika szempontjából ellenkező hatású viselkedése indo—
kolja. Míg (: ,.szilórd és cseppfolyós fűtőanyagok" tartós jellegűnek mutatkoztak.
a háztartások energiafelhasználásánól a szokások dominálnak. A vizsgált időszak alapján a jövedelemhatások a meghatározók, az árhatások nem voltak szignifikán- sak (vagy nem voltak becsülhetők). Ezért ezekből a függvényekből további következ-
tetéseket nem vonunk le
A lakósszolgóltatás (lakbér, házadó. amortizáció stb) függvényében a hosz- szú távú hatások lényegesen nagyobbak, mint rövid távú megfelelőjük. Itt nem a fogyasztói szokások állnak e viselkedés mögött, hanem a tételek időben elhúzódó inkább növekvő, mint csökkenő jellege. Valamely évi kiadásnövekedés a következő év (évek) kiadásának nem csökkenését. hanem növekedését valószínűsíti.
A háztartás és Iakásfelszerelés kategória egészében (bár nem nagy mérték- ben) tartós jellegűnek mutatkozott. A részletes vizsgálat szerint a tartós cikkekre jellemző függvényeket szómszerűsitettük a bútorokra. a mosógépekre és a centri—
fugákra, a háztartási és lakástextíliára és -— némi meglepetést okozva -— a háztartá—
si szolgáltatásokra. Ez utóbbi cikkcsoportban csak a jövedelemhatások mutatkoz—
1238 HULYÁK KATALIN tak szignifikánsnak. Elképzelhető, hogy a háztartási szolgáltatások legjelentősebb tétele, a háztartási készülékek javítására fordított összegek, valóban tartós jellegű- ek, azaz valamely időszaki nagyobb kiadást a következő időszakban kisebb kiadás követ. A bútorokra becsült függvény paraméterei közül kiemeljük a 5 : 0.1240 ér- téket, amely szerint a bútorok elhasználódási ideje körülbelül nyolc év. amely szám elég reálisnak tűnik. A mosószappan, a mosó- és tisztítószerek cikkcsoportot a fo- gyasztási szokások uralják. e termékeknél a különben elég alacsony jövedelem- és árelaszticitások hosszú távú értékei mintegy 40 százalékkal nagyobbak, mint a rö—
vid távú értékek.
Az egészségügy és testápolás összevont kategória a nagymértékű társadalmi juttatások és a gyógyszerek igen határozott ártámogatása, valamint az időszak alatt bekövetkezett lényeges árreform miatt nem jól ábrázolható klasszikus keresleti függ-
vénnyel. Mégis, bár nem sikerült szignifikáns árhatást kimutatnunk, a fogyasztási
szokások a jövedelemhatáson belül jelentkeztek. Ez olyan mértékű, hogy a hosszú távú jövedelemelaszticitás több mint kétszerese a rövid távú mutatószámnak. A rész—letes vizsgálatból kiemelt testápolási és kozmetikai cikkeknél határozottan jelent- kezik a szokások hatása, még az árrugalmasságokon keresztül is.
A közlekedés, hírközlés fő cikkcsoport egészében úgy viselkedik, mint _a tartós jellegű fogyasztási cikkcsoportok. Ez az első pillantásra meglepő, de érthető. ha a cikkcsoport összetételét elemezzük. lde tartozik ugyanis a személygépkocsi és egyéb közlekedési eszközök vásárlása. s ezek dominálnak a főcsoportban. Figyelemre méltók (: személygépkocsi függvényének eredményei. Eszerint. a vizsgált időszakban az árhatásoktól függetlenül (nem szignifikáns mértékben függően) alakultak az autóvásárlások. A konstans elaszticitású modellben pozitív árhatásokat számszerű- sítettünk a személygépkocsira. Ez az eredmény természetes. figyelembe véve, hogy a kínálat határozta meg az eladásokat, s még áremelkedések mellett is határozott keresletnövekedéssel kellett számolni. (Új helyzetet teremtettek az 1979—es árvál—
tozások. amelyek természetszerűleg még nem szerepelhettek megfigyeléseink kö—
zött.) A jövedelemelaszticitások viszont kifejezték a gépkocsik tartós jellegét, 3.183- ről 2.369—re csökkent a mutatószám hosszú távú értéke. A 5 paraméter 0.23—05 érté—
ke arra enged következtetni, hogy számításaink szerint újabb személygépkocsit (újat vagy használtat) valamivel több mint 4 évenként vásárol a lakosság. A kerékpár, (:
motorkerékpár stb. különösen jövedelem— és árrugalmas cikkcsoportnak mutatko—
zott. erősen csökkenő hosszú távú elaszticitásokkal.
Az oktatás, kultúra, sport, üdülés cikkcsoport is elég nagy mértékben tartalmaz társadalmi juttatásokat. Ezért az árhatások itt sem szignifikánsak. A pozitív [3 para—
méter alapján ezt o cikkcsoportot a fogyasztási szokások nagymértékben befolyá—
solják. Ezért a hosszú távú jövedelemhatás mintegy háromszorosa a rövid távúnak.
A részletes vizsgálatban kiemeltünk két tartós és a becslési eredmények szerint is tartósnak mutatkozó cikkcsoportot: a tartós kulturális cikkeket és (: híradástechni- kai készülékeket. Ezeknél a hosszú távú hatások lényegesen kisebbek. mint a rö- vid távú, közvetlen hatások. A könyv, újság. folyóirat stb. cikkcsoportban a fogyasztási szokások a meghatározók. mintegy két és félszeresérse növelve hosszabb távon a ha-
tásokat. ' :
A teljes körű fogyasztás elemzése során végül bemutatjuk a konstans elosztici-
tású részletes modell eredményeit. A 3. tábla a konstans elaszticitású statikus függ—vények statisztikai jellemzőit és a becsült elaszticitásokat tartalmazza. Az összeha—
sonlítás megkönnyítése céljából a ,.konstans" ;, ei,- elaszticitások mellett azokban az esetekben. ahol rendelkezünk vele, közöljük az e,-. e,-,- rövid távú és e;, eZ—i hosszú távú eloszticitások értékét is.
