A FOGYASZTÁS ÉS A FOGYASZTÖI MAGATARTÁS MAGYARORSZÁGON*
MELLÁR TAMÁS—RAPPAI GÁBOR
A fogyasztás Vizsgálata mindig fontos helyet foglalt el a közgazdasági viszonyok elemzésében. A nyolcvanas évek nagy közgazdasági vitáinak egyike éppen a fogyasztással, a fogyasztói magatartás alakulásával volt kapcsolatos.
A keynesi jövedelemhipotézís ötvenes—hatvanas évekbeli kiterjedt használata után egyre inkább az életciklus és a permanensjövedelem-elméletek alkalmazása vált meghatározóvá. Az ilyen típusú modellekben alkalmazott fogyasztói Visel- kedést "előretekintő" (forward looking) magatartásnak, míg a múltbeli jöve- delmek értékelésén alapuló —— a keynesiánus feltételezéseknek megfelelő ——
magatartást ,,visszatekíntő" (backward looking) magatartásnak nevezi az irodalom. ([1], [8]) Az előretekintő fogyasztói magatartás egyik változatának tekinthető az ún. ,,random walk" (véletlen bolyongás) hipotézis,1 amely első- sorban R. E. Hall nevéhez köthető. [6] A random walk elmélet a permanens- jövedelem—hípotézisen alapuló, előretekintő magatartás olyan változatát jelenti, amelyben a fogyasztói várakozások racionálisak. E szerint az elmélet szerint a jelen időszakra vonatkozó fogyasztást legjobban az előző időszak fogyasztása alapján becsülhetjük. Más tényezők (például jövedelemalakulás) nem játszanak szerepet a fogyasztás meghatározásában. Ez azzal magyaráz- ható, hogy az előretekintő fogyasztó racionálisan várható jövedelemfolyamai—
nak értékelése mellett dönt az optimális fogyasztási pályája meghatározásáról,
s ha a megelőző időszakban fogyasztása az optimális pályán volt, akkor a jelen időszakra a legjobb előrebecslést éppen ebből lehet kapni. Az elmúlt időszakra vonatkozó fogyasztási döntés (és a teljes fogyasztási pálya) meghatározásakor a fogyasztó minden rendelkezésre álló fontos információt felhasznált. így, ha az előző időszaki fogyasztásból becsüljük a jelen időszaki fogyasztást, akkor nem kell mégegyszer figyelembe venni ugyanezeket az információkat. A racionális várakozások lényegéből következően az előző időszakon alapuló becslés csak akkor ad jó eredményt, ha a gazdaságban nem következik be előre nem látható, sokkszerű változás. A véletlen hatás megjelenésének lehetősége maga után vonja, hogy a múlt időszakra alapozott előrebecslést módosítani kell a Véletlen elemmel is, amely az előrelátás, a racionális várakozás korlátait jelenti.2
* A szerzők köszönetet mondanak Király Júliának, Dietmar Meyernek és Pintér Józsefnek a tanulmánnyal kapcsolatos értékes észrevételeikért.
' Szokták még ezt az elméletet "Euler-egyenlőség" néven is emlegetni, mi azonban a továbbiakban is a random walk elnevezést használjuk.
' Ezen sajátosságból ered az elmélet neve a random walk, mivel a lépkedő részeg adott időpontbeli tartózkodási helyét úgy lehet a legjobban megbecsülni, hogy előző helyét egy véletlen tényezővel módosítjuk.
4*
148 MELLÁR TAMÁS—RAPPAI GÁBOR
A random walk elmélettel szemben több kritikát is megfogalmaztak az elmúlt időszakban. Elsősorban a költségvetési korlát hiányát kérdőjelezte meg néhány szakember, amellett érvelve, hogy a fogyasztók többségének fogyasz- tói döntése meghozatalakor szembe kell néznie a rövid távú költségvetési kor- láttal. A véletlen bolyongás kritikái közül különösen érdekes az, amely lényegé- ben elismeri az előretekintő, racionális fogyasztói magatartás létjogosultságát, de úgy érvel, hogy csak a társadalom egyik része követi ezt a magatartást, a másik része viszont azt az egyszerű "hüvelykujj-szabályt" követi, hogy adott időszaki jövedelmét teljes egészében felhasználja. Ennél a csoportnál tehát leegyszerűsödik a fogyasztói döntés: az adott időszakban annyit fogyaszt, amennyi a jövedelme. A kérdéstermészetesen az, hogy a fogyasztók mekkora hányadára érvényes az előretekintő és mekkora hányadára az adott jövedelmet felhasználó, ún. ,,current income" (aktuális jövedelem) hipotézis [2], [3], [1]
által megfogalmazott magatartás. Nyilvánvalóan ez az arány erősen befolyá- solja a fogyasztás makroszintű alakulását és más tényezőktől való függését.
Az elméleti fejtegetésről áttérve a magyar fogyasztás alakulásának tárgya- lására, elsősorban azt kell megvizsgálnunk, hogy a sajátos magyar viszonyok között mennyire használhatók ezek a modellek, illetve milyen módosításokra van szükség a sikeres adaptációk alkalmazásához. A tervgazdasági rendszerben a piaci mechanizmusok csak igen korlátozottan tudtak működni, és ezért sajá- tos alkalmazkodási folyamatok épültek ki. Ezek a magatartási módok nem a racionális gazdasági számítás elveit, hanem a központi irányítás logikáját követték. A másik lényeges különbség a szocialista gazdaságokra jellemző krónikus hiányból állandósult kereslettúlsúlyból következik. Ha a fogyasztási javak piacán állandósult az egyensúlytalanság, akkor ennek jellemzésére nem lehet alkalmas a tartós egyensúly feltételezésére alapozott ökonometriai modell.
Másfelől pedig a tartós hiány körülményei között a nyugati értelemben vett racionális magatartás és várakozás helyett sokkal inkább a hiánypszichózis, a hiáuyszindróma válik uralkodóvá.
Az első részben egyensúlyi modellek segítségével teszteljük az előretekintő racionális várakozáson alapuló fogyasztói magatartás meglétét a magyar gazdaságban, majd a második részben ennek alternatívájaként, az aktuális- jövedelem-hipotézis alapján rövid távú korlátok (rövid távú költségvetési korlát) és a nem előretekintő fogyasztóimagatartás-modell érvényességét vizsgáljuk meg.
Vingálatunk időhorizontja az 1960 és 1989 közötti időszak. Ez Viszonylag homogén időszaknak számít, az 1990-es rendszerváltás még nem érezteti hatá- sát. Eves adatokat használtunk, mert a magyar statisztikákban nem áll ren- delkezésre erre az időszakra vonatkozó negyedéves vagy havi bontású adatsor.
Az aggregált fogyasztás vizsgálatát tűztük ki célul, tehát az egyes fogyasztási javak részpiacaival külön nem foglalkoztunk. Számításainkat az egy főre vetített adatokkal (tehát egy főre jutó fogyasztás, jövedelem stb.) végeztük.
A deflálásboz a fogyasztóiár-indexeket használtuk.
Az előretekintő fogyasztói magatartás és a random walk elmélet
Az előretekintő fogyasztói magatartásnak az az alapgondolata, hogy a fogyasztó az egész élete során várható jövedelemfolyam alapján alakítja ki az egyes időszakokra vonatkozó fogyasztását, a fogyasztói pályáját. Az egyes idő—
szakok fogyasztása lényegesen eltérhet az ugyanezen időszakokra vonatkozó
jövedelmektől, mert a jövedelmeket kölcsönadással és kölcsönfelvétellel idő- ben átcsoportosíthatja. Csak egyetlen korlát létezik: az egész életére vonatkozó összfogyasztásnak és összvagyon-felhalmozásnak meg kell egyeznie az összjö- vedelemmel. A fogyasztó tehát a következő döntési feladattal áll szemben fogyasztási pályájának meghatározásakor: maximálizálnia kell a következő hasznossági függvénytgz
Tu!
max Ez 2; (1 i 5)r:: ruha) /1/
a következő korlát szerint:
T—t *,
go (1 *i' ') (Btw _ yH-r) : Át /2/
ahol:
E, — a matematikai várható érték a ! időszakban rendelkezésre álló összes információ alapján;
ő —— a fogyasztó szubjektív időpreferenciája (diszkont tényezője), a feltételezés szerint
időben állandó;
r —— a reál kamatláb (r 2 Ö), a feltételezés szerint időben állandó;
T — a vizsgált időhorizont hossza;
u — periódusos hasznossági függvény, a feltételezés szerint szigorúan konkáv;
c, — a : időszaki fogyasztás;
y, —— a t időszaki jövedelem;
A, —— a vagyon a ! időszakban.
Az y, jövedelem sztochasztikus, és az egész modellben ez az egyetlen forrása a bizonytalanságnak. A fogyasztó minden ! időszakra azt a c, fogyasztást vá—
lasztja a rendelkezésre álló információk alapján, amely maximálja az egész életére vonatkozó várható hasznosságot. A fogyasztó ismeri az y, jövedelem nagyságát, amikor a c, fogyasztásról dönt. Az y, Sztochasztikus tulajdonságaira vonatkozóan nincs semmilyen speciális kikötés, csak annyi, hogy a jövőbeli jövedelmek feltételes (a ma rendelkezésre álló informáciőkon alapuló) várható
értéke7 Eth—H létezik.
Az előbbiekben leírt feladat megoldásának első rendű feltételéből származ- tatható a következő összefüggés:
E, nem) : [§ L ?) we) /3/
Ebből az összefüggésből jól látszik, hogy a 0, fogyasztás mellett nincs olyan további tényező, amely hatással lenne a jövőbeli határhaszon várható értékére;
következésképpen nincs olyan más lényeges információ, amely felhasználható lenne a elh jövőbeli fogyasztás becslésére. A jövedelem vagy a vagyon t idő- szaki vagy korábbi értékei meghatározók, ha 6, már ismert.
A határhasznokra vonatkozó ezen összefüggésből származtathatjuk a fo- gyasztásokra vonatkozó kapcsolatot is. Ha a hasznosságí függvény
u(c,) : cÉÖ—WÖ /4/
konstans helyettesítési rugalmasságú formát ölt, akkor a következő statisztikai
' A modell felírásánál támaszkodtunk [ii]-ra. A probléma determinisztikus viszonyok közötti tárgyalása megtalálható például [l)-ben.
150 MELLÁR TAMÁS—BAPPAI GÁBOR
modell írja le a fogyasztási utat:
till/lö : 51 Gil/ó % %u /5/
Ez az összefüggés —— összhangban az előzőkben leírtakkal —— azt mutatja, hogy az előretekintő, racionális fogyasztói magatartás alapján alakuló fogyasz- tás meghatározásához csak a korábbi időszak fogyasztását kell és lehet fel- használni.
Elsőként megvizsgáltuk az [5/ alapmodell helyességét különféle előre adott (6) rugalmasságok mellett. Paraméterbecslésünk eredményeit az 1. tábla
tartalmazza.4 . ,
1. tábla
A opi/lö :: [31 cí'l/ó %" sw, regressziós modell becslési eredményei
Egyenlet _ ó ; Konstans 1 p, % SEE 1 R2 D—W'
1.1 modell .... ] 1,0 -— 1 0,957 0,0001 ] 09947 0,97
(ami)
1.2 modell . . . . 0,2 —— 0,82l 0,0037 09908 1,19
((mm)
1.3 modell . . . . —— l,0 l758,7 0,9682 0,0097 03904— l,57
1 (o,005) i
1
Megjegyzés. A tábla fejrevatában és a további táblákban a 6 a konstans helyettesítési rugalmasságot, p, a modellek paraméterét (alatta zárójelben standard hibáját), SEE a regresszió standard hibáját, R' a korrigált determinációs együtthatót.
D -—- W a Durbin—Watson d—próbn értékét jelöli. (A hivatkozott egyenletek :! Függelékben találhatók.)
Láthatjuk, hogy a modellek illeszkedése megfelelő, a paraméterértékek hasonlók Hall eredményeihez, a Durbin—Watson-statisztika értékei ellenben viszonylag kedvezőtlenek, ez valószínűleg a rövid idősorok használatából ered.
Láthatjuk, hogy [81 paraméter értéke mindhárom modellben jelentősen eltér a nullától, így hipotézisünk, miszerint az előző időszaki fogyasztás szignifikáns kapcsolatban áll a tárgyidőszaki fogyasztással, beigazolódott. A variánsok közül a ő : ——l,0 helyettesítési rugalmasságú modell (tulajdonképpen egy lineáris regressziós függvény) bizonyult a leginkább elfogadhatónak, bár a modell általános értékelését szolgáló RESET-próba specifikációs hibára (pél- dául helytelen modelltípusra vagy kihagyott változóra) utal.
Az előretekintő, racionális fogyasztói magatartás feltételezi, hogy a tárgy- időszaki fogyasztás kialakítása során csak a megelőző időszak fogyasztását kell figyelembe venni. Vizsgálatunk második lépcsőjeként elemezni kívánjuk, hogy, igaz-e az a feltevés, hogy csak az egy időszakkal késleltetett fogyasztás be- folyásolja jelentősen a jelen fogyasztását; a korábbi időpontok ebből a szempon- ből jelentéktelennek tekinthetők. A hipotézis ellenőrzését a
k
01 :: 50 % 51 01—1 tig! 5,- Ct—i * 8: ló/
modellel végeztük el. Az előzőkben leírt modellek számszerűsítése után a para- méterek egy csoportjának szignifikanciáj át teszteltük F-próbával.5 A hipotézis—
vizsgálat eredményeit mutatja a 2. tábla. A próbák alapján megállapítható, hogy a magyarországi fogyasztási modellben—sem kell szerepeltetni a fogyasztás
' A vonatkozó egyenletek részletes specifikácíóanalízisét 8 Függelék tartalmazza,
* Ez tulajdonképpen nem más, mint a Granger—Sugent kauzalitáspróba Wald-típusának speciális esete.
egynél többel késleltetett értékeit, mivel ezek hatása a jelen fogyasztására nem szignifikáns.
2. tábla
A 13; paraméterek együttes szignifikanciája
:" F-érték Súg'gftüéfciw
2 ... l,049 0,3154 3 ... O.,423 0,6602
4 ... lAOll 02694-
5 ... l,188 0,3476
Amennyiben a random walk elmélet helytálló, úgy a fenti feltevések mellett teljesülnie kell annak a hipotézisnek is, miszerint az egy időszakkal korábbi fogyasztáson kívül semmilyen más tényező nem befolyásolja a jelen fogyasz- tását. Hall vizsgálatában arra a kérdésre kívánt választ kapni, hogy meghatá—- rozható-e a fogyasztás a rendelkezésre álló jövedelmekből, illetve létezik-e racionális jövedelmi (rövid távú likviditási) korlát a fogyasztó szempontjából.
Magyarországra vonatkozó elemzésünkben némiképp kiterjesztettük a vizsgá- latba vonandó változók körét, és arra kerestünk választ, vajon léteznek-e olyan, a jövedelemmel, vagyonnal, inflációval összefüggő tényezők, amelyek az elmúlt 30 évben Magyarországon jelentős hatást gyakoroltak a fogyasztásra.
A fogyasztó jövedelmi helyzetét a rendelkezésre álló jövedelmekkel (y), a vagyoni helyzetét a takarékbetét—állománnyal (tbet), a fogyasztók tulajdoná- ban levő összes pénzállománnyal (op ) és megtakarításokkal (sm) jellemeztük.
Az infláció nagyságát a fogyasztóiár-indexszel (fai) közelítettük. Emellett megvizsgáltuk néhány, a gazdaság egészét, az elfogyasztható jószágok mennyi—
ségét befolyásoló tényező (a bruttó hazai termék (gdp ) és az import (imp )) fo- gyasztásra gyakorolt hatását is. Az oksági viszonyok feltárására ismét a Gran—
ger—Sargent-próba Wald-típusának lineáris restrikciók esetén alkalmazható F-próbáját használtuk. A 3. tábla a különböző bosszúsággal késleltetett magyarázó változókhoz tartozó paramétercsoportok együttes szignifikaneiáját jellemző empirikus F—értékeket és zárójelben ezek szignifikancia-értékeit tar- talmazza.
3. tábla
A különböző magyarázó változók szignifikanciája (; fogyasztásra
i , y ! sm ] tbe! ! op ! fai ! gdp t imp
1 . 3,58 3,59 0,68 3,83 4,58 0,66 O,18
(0,069) (0,069) (OAH!) (0,061) (0,042) (OAZS) (0,678)
2 . 3,48 6,09 6,56 4,84 3,41 ' 0,39 2,20
(0,047) (0,007) (0,005) (0,017) (0,050) (O,678) (0,132)
3 .' 2,45 3,97 6,50 6,48 2,44 O,30 2,38
* (0,090) (0,021) (0,003) (0,002) (0,092) (0323) (0,096)
4 . 2,66 3,04 6,10 S.,58 1,83 0,49 1,45
(0,063) (0,04l) (0,002) (0,003) (O,163) (0,74-2) (0,189)
5 . . . 3,05 6 47 4 36 4 03 1,24 0,65 1,21
(0030) (02001) (02009) (03012) (0332) ((),665) (0,383)
152 MELLÁR TAMÁS—RAPPAI GÁBOR
Látható, hogy Hall vizsgálatával ellentétben, nem teljesült a nullhipotézis, ugyanis a tárgyidőszak fogyasztását mind a rendelkezésre álló jövedelmek, mind pedig a fogyasztó vagyoni helyzetét jellemző mutatók szignifikánsan be- folyásolják. Nem találtunk azonban oksági összefüggést a GDP, illetve az importállomány és a fogyasztás között. A fogyasztóiár-színvonal változása (infláció) is csak csekély mértékű hatást gyakorolt a fogyasztási szokásokra az elmúlt három évtizedben. A szignifikáns magyarázó hatással bíró változóknak a modellbe történő bevonásával a következő három fogyasztói modellt speci-
fikálhattuk:
0: : 150 "l" [31 01—i Jr 71 J'z—i *l' 723'1—2 i et /7/
Cl : 130 *l" 51 Ct—i * Vi "nt—1 * Va "ni-2 "l" 5! IB/
"! : 50 "l" [31 Ct—l ** Vi tbet, _l' 72 tbet,_2 Hl" 5! /9/
A leírt modellek az életciklus- és a permanensjövedelem-hipotézis alapján készített modellek családjába tartoznak. Egyértelműen nem sorolhatók egyik irányZatba sem, de rokoníthatók az egyes modelltípusokkal. így például a /7/
egyenlet a Friedman—Brown—tí usú, a /8/ egyenlet a Houthakker—Taylor- típusú, míg a /9/ egyenlet az ndo—Modigliani—típusú fogyasztási függvé- nyekhez sorolható. [11] Ez a rokonság nem meglepő, hiszen Hall modellje a permanensjövedelem- és az életciklus-elmélet általánosítása, racionális fogyasztói magatartás feltételezése mellett.
Elvégeztük az adott modellek ellenőrzését is, eredményeinket 3 Függelék tartalmazza. A modellek specifikációanalízisei alapján azonban egyik függ- vényünk sem tekinthető minden szempontból megfelelőnek, így feltétlenül a Hall-hipotézis —- legalábbis részleges —— feladására és új modell specifiká- lására kényszerülünk.
A modellek elvetése azt jelenti, hogy a fogyasztási javak hazai piacán nem érvényesült az előretekintő racionális magatartás, amely a permanens jöve- delemre alapozva, hosszú távra meghatározná az optimális fogyasztási pályát.
Ennek okait a következő részben kíséreljük meg feltárni, illetve olyan alter-
natív modellként felállítani, amely már nem kizárólagosan az előretekintő, racionális fogyasztói magatartás hipotézisére épül.
Az; aktuális jövedelemre alapozott fogyasztáselmélet
Az előző részben arra a következtetésre jutottunk, hogy a fogyasztás alakulása a magyar gazdaságban nem magyarázható kielégítően a permanens jövedelmen alapuló előretekintő magatartás alapján. Az elmúlt 30 esztendőben a hiány, majd később az infláció bizonyára erősen befolyásolta a fogyasztói
magatartást, s ezért a hosszú távú, permanens jövedelemre alapozott fogyasz-
tási pálya nem alakulhatott ki. A lakosság annyit fogyasztott, amennyit a hiányhelyzet lehetővé tett, illetve amennyit csak tudott, félve a jövőbeli ár—
emelkedésektől. Ugyanakkor felvehető az is, hogy a hazai viszonyok között a
pénzpiac igen fejletlen volt, tehát a jövedelmek kölcsönfelvétellel, hitelbe-
adással nehezen voltak módosíthatók. Továbbá a jövedelmek is viszonylag
alacsonyak voltak a társadalom nagy részében, s ezen korlátok következtében
a fogyasztók annyit költöttek, amennyit adott jövedelmük (rövid távú költ- , ségvetési korlátuk) lehetővé tett. Ha a hiány a fogyasztási javak piacán nem
volt globális, csak strukturális, akkor ez a magatartás széles körben érvényre
juthatott.6 A kérdés csak az, hogy ez a típusú magatartás mennyire volt jel- lemző a magyar gazdaságban. Másként fogalmazva: a fogyasztók mekkora hányada költi el teljes jövedelmét. Ennek meghatározásához az előbbiekben használt modell módosított változatát használjuk:i
A fogyasztói magatartást leíró alapmodell megoldásának [3/ elsőrendű fel-
tételéből — feltételezzük, hogy r : ő, és a határhasznok lineárisak _ követ-
kezik, hogy
EOF?! : 01 /10/
Ez a racionális, előretekintő fogyasztói magatartás hipotézisének megfelelően azt jelenti, hogy a jövőbeli fogyasztás optimális becslésére a jelenbeli fogyasztás használható a legjobban. A fogyasztás változása ennek megfelelően:
Ae: : e, /11/
ahol e, a racionális becslés hibatényezője. E hipotézis alapján tehát a fogyasztás változásának előrebecslése meghatározatlan.
Tételezzük fel, hogy a gazdaságban Z azoknak az aránya, akikheljes jövedel—
müket elfogyasztják, és (1—1) azok aránya, akik a várható permanens (vagy életciklus) jövedelmük alapján döntenek a fogyasztásukról. Ha a két csoport jövedelme y", illetve yzt, akkor az összes jövedelem y, : y" %— th- Mivel az első csoport az összes jövedelem 2 hányadát kapja, ezért yi, : ly, és ya, : : (l—l)y,. Az első csoport egyénei elfogyasztják teljes jövedelmüket, tehát el, : ym amelyből következően Acu : Ayu : ).Ayl. A másik csoport esetében pedig az előzők értelmében Asz, : (l—Á)s,. Az aggregált fogyasztás változására tehát felírhatjuk a következő egyenletet:
Ae, : Ae" %— Ava, : ZAJ/, % (l — A) e, /12/
Az egyenletből kitűnik, hogy a fogyasztás változása súlyozott átlaga az aktuá- lis jövedelem változásának és a permanens jövedelem előre nem látható válto- zásának. Ha A : 0, akkor az egyenlet az előretekintő, permanensjövedelem- hipotézisének felel meg. A Á : () tekinthető nullhipotézisnek is, az aktuális jövedelmet elfogyasztó magatartás -— amikor 1 ) O —— pedig alternatív hipo- tézisnek. A következőkben tehát tesztelnünk kell nullhípotézisünket, illetve meg kell becsülnünk Á értékét, s ezzel konkrét információt nyerünk a fogyasztói magatartás természetéről.
Az aktuálisjövedelem-hipotézis tesztelése során —— [3] alapján —— a követ- kező három modell paraméterbeeslését végeztük el:
I. a hipotézis alapegyenletét megjelenítő Á-modell:
Act : H % ÁAyz *l' 6: /13/
2. a módosított modell, melyben a jövedelenlnövekményt az elsőrendű mozgó-átlagfolya- matból (MA(1)) származtatjuk:
Act : Il sl— Mat—Ay; 4— (1 *— a)Ay,_1) "F 8: /14/
3. A időbeni változását lineáris trenddel leíró modell:
40: :; M %- (10 *l' ll15) (OC—Ay: *l" (1 " az) Ayl—l) '? e: /15/
' A fogyasztási javak piacának egyensúlyi helyzete az elmúlt években gyakran vitatott kérdés volt. A vitázók egyik fele azt állította, hogy mind a globális. mind a strukturális hiány jellemző volt a fogyasztási javak hazai piacára. mig a másik fél véleménye szerint globális hiány nem volt. csak strukturális. (Lásd [9], [10].) Ez utóbbi álláspontot képviselik a szerzők is.
' A módosított modellt [3] és [4] alapján készítettük el.
154 MELLÁR TAMÁS—RAJTA! GÁBOR
4. tábla .
Az akiuálisjőveclelem—hipotézisen alapuló modellek becslési eredményei
Modell ? ,u ! A ! a I R2 SEE D—W
Á-modell ... 33,69 0337 — 0,329 406,1 259 'k (0909)
Z-MA(1) ... s72,3 0573 mas 0333 456,6 2,77
(om) (051)
A modellek elméleti származtatása során már világosan kitűnhetett, hogy az aktuálisjövedelem-hipotézist számszerűsítő ökonometriai modellek para- méterei nem becsülhetők a közönséges legkisebb négyzetek módszerével, mivel a hibatag nem szükségszerűen ortogonális a jövedelemnövekményre. A problé- ma megoldható az instrumentális változók módszerével, ahol a fogyasztás-, illetve a jövedelemnövekmény késleltetett értékeit, valamint a megtakarítást
választottuk instrumentális változónak.s _
Az első két modell esetében a becslés legfontosabb célja 2 paraméter és ezáltal annak meghatározása, hogy a fogyasztók mekkora hányada hozza döntéseit az aktuálisjövedelem-hipotézis alapján. (Természetesen a fennmaradó rész (1—1) fogyasztása a random walk elmélet alapján írható le.) Paraméter- becslésünk legfontosabb eredményeit a 4. tábla tartalmazza.9
A paraméterbecslés eredményei alapján megállapíthatjuk, hogy az elmúlt időszakban Magyarországon a fogyasztók nagy része (80—90 százaléka) az aktuálisjövedelem-hipotézis alapján tervezte fogyasztását. Ez azt jelenti, hogy az előretekintő, racionális fogyasztói magatartás nem volt jellemZő a magyar fogyasztók túlnyomó többségére. Csak a fogyasztók 10—20 százaléka volt abban a helyzetben, hogy várható jövedelmei alapján alakítsa ki a hosszú távú fogyasztási pályáját, és jövedelmei felhasználását e szerint transzformálja idő- ben. Ennek a ténynek a magyarázata abban a már említett sajátosságban rej- lik, hogy a szocialista gazdaságban a fogyasztók rendelkezésére álló jövedelem az alapvető fogyasztói igényekhez képest igen alacsony volt (a fejletlenségből és a közösségi fogyasztás magas arányából következően), ami azt jelenti;—hogy sem lehetséges, sem kívánatos nem volt a jelentős nagyságú lakossági diszkre- cionális jövedelem, s így a jövedelmek időbeli átcsoportosítása széles rétegek számára nem is volt valós alternatíva. Ugyancsak ennek a magatartásnak a kialakulását erősítette, hogy a hatvanas-hetvenes évtizedekben a tartós fo- gyasztási javak megszerzése erősen korlátozott volt, tehát nem volt erős mo- tiváció a jelenbeli jövedelmek megtakarítására a jövőbeni elköltés céljából.
Ugyanakkor viszont a megtakarítások számára sem volt megfelelő — köny- nyen mobilizálható és reálértéket rmegőrző —— forma, így a megtakarításra szánt összegeknek jelentős része is fogyasztásként (tartós javak felhalmozása, házépítés stb.), a jelenbeni jövedelem elköltéseként jelent meg.
Végezetül megvizsgáltuk azt a feltevést is, hogy változik-e a Z-modell által meghatározott fogyasztói arány időben. Az ennek tesztelésére becsült modell
a következő: ' ' —
AC, 2 116,7 Jr (0,7764 Jr 000320 (OSS/ly, ,, (1 —— 0,98)Ay,_,) a- a, (0,176) (onos) (0,101)
' A paraméterbecslést a nemlineáris legkisebb négyzetek módszerével végeztük (NLLS). Nem egyértelmű, hogy ebben az esetben használhatók-e a szokásos speeifikációs tesztek. Jobb híján azonban mégis ezek alkalmazása mellett döntöttünk.
' A paraméterbeeslésre vonatkozó további hipotézisek tesztelési eredményei a Függelékben találhatók. '
Látható, hogy 21 paraméter nem különbözik szignifikánsan O-tól, így null- hipotézisünk, miszerint időben nem változik, elfogadhatónak bizonyult.
Eredményeinket összevetve Campbell és Mankiw ( [4]) vizsgálatával, melyet a hét legfejlettebb ipari állam adatbázisán végeztek, elmondhatjuk, hogy ez az igen magas arány jóval meghaladja az ezekben a gazdaságokban meglevőket (kivéve Franciaországot). Az aktuális jövedelem elköltésének sza-
bálya ott jellemző, ahol a háztartások likviditáskorlátosak, azaz költekezésüket
rövid távon is a rendelkezésre álló jövedelmük határozza meg. A fejlett orszá- gokban ott magas az aktuális jövedelemre alapozott fogyasztói magatartás aránya, ahol a pénzpiac, a lakossági és a fogyasztásihitel--rendszer viszonylag fejletlen. Az Egyesült Államokban ahol eléggé fejlett a fogyasztásihitel—rendszer, a likviditási korláttal rendelkező háztartások aránya a keresztmetszeti panel- vizsgálatok és a statisztikai becslések szerint mintegy 30—50 százalék ([8], [4]), Franeiaországban viszont, ahol fejletlenebb a pénzpiac, ez az arány jóval magasabb: 50—80 százalék körül van. A mi becslési eredményünk, a 80 száza- lék köriili arány jól beilleszkedik a nemzetközi eredmények közé és arra utal, hogy nálunklgen kezdetleges volt a pénzpiac és a fogyasztásihitel--rendszer.
Összegzésként az állapítható meg a hazai fogyasztás vizsgálata kapcsán, hogy a racionális várakozáson alapuló, előretekintő fogyasztói magatartás nem volt jellemző a háztartásokra. Sokkal inkább érvényes volt az a ,,hiivelykujj- szabály": a háztartások annyit fogyasztanak, amennyit adott időszaki jöve- delmük lehetővé tesz. Beeslésiink szerint ez utóbbi magatartás a háztartások túlnyomó többségére, mintegy 80—90 százalékára vonatkoztatható. Ered- ményünk egybevág azzal az empirikus ténnyel, hogy a vizsgált időszakban igen alacsony volt (összehasonlítva a fejlett országokkal) a pénzbeni megtakarítás.10 Természetesen az egész harminc éves időszak nem tekinthető homogénnek ebből a szempontból: az utóbbi években — ahogy bővül a megtakarítási lehető- ségek köre —— egyre növekszik a pénzmegtakarítás aránya. A jövőre vonat- kozóan tehát nem vetíthetjük mechanikusan előre becslési eredményeinket.
Az elvégzett vizsgálatok és a kapott eredmények ismét meggyőztek ben- nünket arról, hogy a fejlett országokban alkalmazott vizsgálati módszerek alkal- mazása fejlesztheti a hazai ökonometriai vizsgálatokat; s ez még akkor is így van, ha nálunk az adatszolgáltatás jóval elmaradottabb (például nem állnak rendelkezésre negyedéves adatok), mint ezekben az országokban, és ha a gazdasági viszonyok különbözősége szükségessé is teszi az óvatos és körül—
tekintő adaptációt.
FÚGGELÉK"
A Magyarországra vonatkozó random walk modellek specifikációanalízise:
1.1 modell: oil/Ö : (31 Oli-lib _ju F! (3 : 190 ' 1.2 modell: ct—l/Ö ; [31 61346 _1_ 81 Ó : 072
1.3 modell: c, : [30 _l— 51 91—1 .t. 51 Ö : " 190
" A hazaies a nemzetközi pénzmegtakarítások összelmsonlitását lásd [11]--ben.
" Az S., 6. és 7. táblában MAPE az átlagos százalékos abszolút eltérést adja meg; Fpróba a paraméterek egyuttes szigni- fikaneiáját tesztelő globális F-próbát jelöli. A RESET-próbáknál az eredményváltozó becsült értékének második, harmadik negyedik hatványával dolgoztunk. Az autokorreláeiót a Ljung— Box-féle O--próbával és az első- és ötödrendu autokorrelácíót tesztelő LM-próhával teszteltük. G—-0 :! heteroszkedaszticitás Goldfeld— Ouandtpróbáját jelöli (p : 2). Zárójelben a szig- nifikancía-értékek találhatók. Az alkalmazott idősorok mindegyike elsőrendű integrált, az adatelőkészítés során nem volt szükség Box— Cox-transzformációra.
156 MELLÁR TAMÁS—RAPPAI GÁBOR
5. tábla A "tudom walk madollvk tesztuedményci
Mutntó, próba 1.1 modell 1.2 módon 1.3 modell
SEE . ... . 041001 0.0037 06832
MAPE . . . ... . 2.3257 113640 2,l373
RE ... . . . ... 0.994? 0.9008 03904
F-próbn . . . ... 5255,78 1873,69 287623
(00000) (00000) (00000)
D—W . . . . . 0.9676 1.1954 1.5680
RESET y! . . 27,5812 27,3570 17.0791
(00000) (00000) (00003)
RESET ys ... . . . . . 133644 28,7253 85181
(00001) (00000) (00015)
RESE'I' y' ... . .. 00062 400795 01499
(00004) (00000) (00030)
Autokorrelúció
() ... 35,0850 63954 115419
(00014) (09640) (06500)
LM! ... 123426 135813 1381]
(00005) (00002) (02577)
LMS ... . . ... 18,0958 23,5857 65325
(00020) (00003) (02494)
Durbin-h ... . 2,7005 2.1718 l,1663
(00054) (00299) (02435)
Heuroezkedanzticitás
(Év—0 ... 0,5955 0,0009 7,1223
(08001) (09999) (00014)
White ... 0,0130 1,7343 5,4172
(00092) (04201) , (00666)
Normalitás ,
LM . . . ... 83171 643538 9.8602
(0.0116) (00000) (00072)
A kibővítéu modellvariánsok specifikációunalízise:
2-1 "10115": 0! : 50 '1' 51914 '*' nyl—l Jr ?:yl—z "1" 5!
2.2 modell: :, : 50 4— 5194 4,— ygzmbl —l— yzsm,_2 4— 5, 2.3 modell: c, : B,, —I— Hm-, —)— )Jltbetl-1 %— yztbethz %— s)
6. tábla A kibővített nwdeuek teszteredményei
Mutató, próba 2.1 modell 2.2 modell 2.3 modell
SEE ... . ... 787,35 728.23 71838
MAPE . . . . . . . . 1.153" ?,1231 l,6338
R' . . ... 03915 03927 03929
F-próbn . . . ... 1051.24 1230,21 126236
(00000) (00000) (00000)
D—W d . . . ... 13679 1.5440 23174
RESET y2 ... 132240 13.7040 16.1697
(00014) (00012) (00005)
RESET ys . . ... 7,7918 6.7586 8,7614
(00020) (00052) _ (00016)
RESET y' ... . . . 5.3860 43118 83639
(00066) (0.0161) (00005)
Autokorreláció
O . . . ... 8.0642 19.103! 9.9383
(0,8859) (01610) (07667)
LM! ... 0,6118 1.4227 0.9172
(04341) (02330) (03302)
LM5 ... . ... 12,7026 10,4569 9,7621
(00263) (0.0633) (00023)
Heteroszkedaszticizás
G—O . . . . ... 3.8911 3.7310 13935
(0.0278) (00315) (01594)
White ... 103999 22.0764 15.6561
(00004) (00012) (00157)
( A tábla folytatása a következő oldalon.)
( Folytatás. )
Mutató, Próba 2.1 modell 2,2 modell 2.3 modell
Normalitás
LM ... . . . . ... . 65.0924 11,6556 6,6576
(amon) (03029) (0.0358)
Az aktuálisjó'vedelem-hipotézis modelljeínek specifikációanalízise:
3.1 modell: Av, : ,a 4— ).Ay, 4— 8,
3.2 modell: Ac, : .a %— Z(aAy, -l— (1 — a)Ay,_l) % e,
7. tábla Az aktuülisjövedelem-hípotézia modelljeinek leszteredményei
Mutató, próba 3.1 modell 3.2 modell
SEE ... 406,14 456,66
MAPE .
13570 63303
R3 ...
0.8291 0.7840
F-ptóba .
ll2,60 40.70
(mono) (amon)
D—W d 2.5906 2,7711
RESET y 43897 3,4437
(0,0485) (0.0733)
RESET y3 . . ... . ... 3.9314 2.5335
(0,0363) (0,1058)
RESET y' ...
2,5008 35264
(03904) (03361)
Autokorreláció
() ... . ... . . . 23.8742 153263
(0,0211) (0,1946)
LMI . . . ... . ... . ... 9,9579 l,!002
(0,0016) (02942)
LMS . . . . ...
11.3956 7,6950
(mMM) (0,1739)
Heteroszkedaaztícitás
G—O ... . ... . ... 5,5159 20.1278
(0,0090) (0,0002)
White ... . , . . . . 25229 75653
(0.2832) (0.1819)
Normalitás
LM ... . ... . ... . 9,6965 7.062?
(0,0078) (0,o293)
IRODA—LOM
F] Bramon. W.: Macroeconomics. Harper 8: Row Publishers. New York. 1990. 656 old.
2] Campbell, J.
Y.—Mnnkiw, N. G.: Consumption, income, and interest rates: The Euler eguation approach ten years later. Mauro Seminar Working Papers. Princeton University. February. 1989.
[3] Campbell, ]. Y.-—M'ankiw, N. O.:
Permanent income, current income, and enngumption. Journal of Buxiness and Economic Statisticx. 1990. évi 2. sz. 269—279. old.
[4] Campbell, J. Y.——Manlciw, N. G.: The response of consumption to income. (A utasra—country investigation.) European Economic Review. 1991. évi 3. sz. 723—756. old.
(%S] Denton, A. S.—;Muellbauer, J.: Econumics and consumer behavinr. Cambridge University Press. Cambridge. 1980.
382 01 .
[6] Hall, R. E.: Stochastic implications of the life-cycle permanent income hypothesis: Theory and evidence. Journal of Political Economy. 1978. évi 6. sz. 971—987. old.
[78 Hall, R. E. : Intertemporal substitution in consumption. Journal of Political Ecanomy. 1988. évi 2. sz. 339—357. old.
Hall, R. E.—Taylor, J.: Macroeconomics. W. W. Norton 81 Co. New Yai-k. 1988. 566 old.
9] Hülyék Katalin: A lakosság fúgyasztásának vizsgálata dinamikus keresleti függvényekkel. Statisztikai Szemle. 1980.
évi 12. sz. 1224—1245. old.
[10] Hulyűk Katalin: Egyensúlyhiánynk :! lakossági fogyasztásban. Statisztikai Szemle. 1983. évi 3. sz. 229—244. old.;
4. sz. 369—880. old.
Pl] Király Júlia: Fogyasztás és megtakarítás. (Empirikus magyar modellek.) (Kandidátusi értekezés.) 12] Király Júlia—Székely István.- Alkímia vagy tudomány? Statisztikai Szemle. 1989. évi 2. az. 117—131. old.
[13] Kornai Gábor: A lakosság fogyasztásának vizsgálata Almon ökonometriai modelljével. Statisztikai Szemle. 1984. évi 7. sz. 754—761. old.; 8—9. sz. 888—904. old.
[14] Kőrösi Gábor—Mátyás László—Székely István: Gyakorlati öknnometria. Műszaki Kiadó. Budapest. 1990. 481 old.
[15] Alella'r Tamás: Egyensúly vagy egyensúlytalanság. (Kandidátusi értekezés.)
158 MELLÁR—RAPPAI: A FOGYASZTÁS MAGYARORSZÁGON
[16] Mellár Tamás—Rappai Gábor: A lakossági megtakarítás és a fogyasztási javak piacának összefüggései. Statisztikai Szemle. 1987. évi 12. sz. 1223—1238. old.
[17] Muszály György: Egy fogyasztási modell számszerűsített keresztmetszeti adatok alapján. Sn'gmu. 1978. évi 3. sz.
173—189. old.
[18] Rappui Gábor: A fogyasztási javak piacának nem egyensúlyi modellje. Statisztikai Szemle. 1989. évi 7. az. 663—
678. old.
[19] Simon András: A lakossági fogyasztás és megtakarítás vizsgálata ökonometrini módszerrel. Szigma. 1977. évi 3. sz.
249—265. old.
[20] Tőnyi György: Fogyasztási modellek. Szigmn. 1981. évi 4. sz. 291—305. old.
TÁRGYSZÓ: Fogyasztási modell. Matematikai statisztika.
PE3lOME
B csoeM ouepxe amopu peTpOCneKTHBHO nccneuym nnnamnxy nmpeőnenrm Haceneuun BeHrpnu Ha npOTmKeHm! 30 nm Ha ocnosauun rnum'esu nepmanemuux noxonoe " zioxozioa )KHBHCHHOFO umma. C nomommo SKOHOMETPH'ICCKHX moneneü llOKaSblBalOT, wrro megen", npezmo- nararoume pannonanbnoe nm—peőmenbcxoe noaenenue HeanMCHHMbI K eeurepcxmm ycnoansm.
B Bem-pun na HOTpeőneHne Hacenesnsi noname umeemero mecm B TE'IeHHe uoremnero nepnozxa nmpeönenm BJIHHJXP! " npyme, onpenenmoume JIOXOJIbI n umymecmennoe nonomeuue no'rpeőn- 'reneü, (llaKTOpr. Onnaxo HH cneumbnuupoaauuue npuenesennem suxx (pamopoe axouonemu—
uecxne mouenu He 0Ka3aJme ynoane'rsopmenbnbmu.
Bo Bropoü nonosuue caoero ouepxa amopu nOKc'iSblBalOT, xm) mao—rem): aKTyaJlebIX noxo- noe momno ycneumo anMeHHTb ami onncauun nmpeőnenun uaceneuug B Benrpum Comacuo oueHKaM 80 90 npouemos Haceneuun apu pemeuuu o nmpeőneunn pyxononcmye'rcn npo—
CTbIM cooöpameunem o nonuom pacxonosaunn umelomnxca s pacnpmxeuuu aK'l'yanbl—lblx nem—
1103. rlpwmuy aoanuxuoseunn TaKOFO HOBeIIeHHSI as'ropu ycmanmamT s OTHOCHTeJIhHO HMSKPIX noxonax u Hepassm-oü cucTeme _erzmmpoaauun zum Haceneuus.
SUMMARY
The authors analyse in their study the development of the consumption of the population in Hungary in the last 30 years, using the permanent income and the life—cycle hypothesis.
Econometric models provide evidence that models which assume a forward-looking, rational consumer expectation can not be applied to Hungarian conditions. Personal consumption in Hungary has been influenced, in addition to consumption in the past period, also by factors
which determine the income and wealth conditions of consumers; however, neither of model specifications including these factors proved satisfactory.
In the second part of the study the authors show that the actual income hypothesis can be used with success to describe the consumption conditions in Hungary. According to estima—
tion results, 80—90 per cent of the population follow a simple rule when making a decision to consume: to spend their whole actual disposable income. The reasons behind this hehaviour should be looked for in relatively low income level and in the not yet developed personal credit system.
