Z BAD AŃ NAD K O N SU M P C JĄ I R Y N K IE M
W W A R U N K A C H K R YZY SU
O
WYDAWNICTWO UNIWERSYTETU ŁÓDZKIEGO
Acta Universitûtis Lodzieiisis
FOUA OECONOMICA
81
Z BADAM NAD KONSUMPCJĄ I RYNKIEM
W WARUNKACH KRYZYSU
WYDAWNICTWO UNIWERSYTETU ŁÓDZKIEGO
ŁÓDŹ 1988
KOMITET REDAKCYJNY
WYDAWNICTW UNIWERSYTETU ŁÓDZKIEGO
A n d rze j B a n a sia * , Bohdan B aranow ski, Z d z i s ł a w К ła p c i lis k i U a c t nw P io tro w sk i (przew odniczący), K rystyn a Urbanowicz
REDAKCJA WYDAWNICTW "F O L IA OBCONOMICA"
H a lin a M ortinm r-Szym czak, K rysty n a P iotrow ska-M arczak Z o fia Z a rzy c k a , K rysty n a Twardowska
REDAKTOR ZESZYTU
Z ofia Zarzycka
RECENZENT
Kazim ierz Z ając
REDAKTOR WYDAWNICTWA UŁ
Bogusław P ie la t REDAKTOR TECHNICZNY Grażyna Kaniewska KOREKTOR J o /шла B a lc era k OKLADKÇ PROJEKTOWAŁ
%
A ndrzej Pr у d el»
S '
T
l
*£'.§3 8 ^ 4 / й уГ . 4 9 0 J3
W ydaw nictw o U n iw e r s y te tu L o d ïk ie g o 1988W ydanie I . N a k ład 210+90 egz. A rk . wyd. 9 ,2 , A rk . d ru k . 10,875. P a p ie r k l . I I I , 70 g , 70x100.
4 Zam. 79/1439/87. B-4. Cena z ł 3 7 0 ,-D r u k a m ia U n iw e r s y t e t u Ł ó d z k ie g o
Ł ó d ź , u l . N o w o tki 143
S P I S TREŚCI
Wstęp ... ... ; ... 5
R o z d z ia ł 1. ROLA CEN W BUDOWIE I WERYFIKACJI EKONOMETRYCZNYCH
MODELI RYNKU W NIERÓWNOWADZE... ... 0
1.1 . Z a g ad nienia nierównowagi w ekonoroetrycznych modelach r y n
ku a rt y k u łó w żywnościowych (W. S t a r z y ń s k a ) ... 8 1 . 1 . 1 . Cenowy i n d y k a t o r nierównowagi ... 8 1 . 1 . 2 . Empiryczna w e r y f i k a c j a modeli rynku z cenowym
in-\
dykatorem nierównowagi ... 15
1 .2 . Cena a sprzedaż d e t a l i c z n a w warunkach nierównowagi r y n
ku - częściowa i d e n t y f i k a c j a systemu popyt - podaż (W. Sta rz y ń s k a ) ... 18
1 . 2 . 1 . Ekonometryczny model sprzedaży z jed n ą zmienną e-
gzogeniczną ... 18 1 . 2 . 2 . Empiryczna w e r y f i k a c j a modelu sprzedaży na p r z y
k ł a d z i e wybranych rynków żywnu4ciowych ... .. 27 ‘ %
R o z d z ia ł 2. OCENA NIEDOBORU PODAŻY D'i4"i > UMPCYJNYCH ... 33
2 .1 . Prognozy ja k o podstawa oceny n iez asp o ko jo neg o popytu na
dobra trw a łe g o użytku (T . U t r . i c K i ) ... 33 2 . 1 . 1 . Uwagi w s t i j p r e ... ... 33
2 . 1 . 2 . M o ż liw o ś c i zastosować u j popytu w warunkach
P o l s k i ... 34 2 . 1 . 3 . Prognozy na p od staw ie wybranych m odeli trend u . . . . 35
2 . 1 . A. Porównanie prognoz popytu z dostawami lub s p rz e d a
żą dóbr tr w a łe g o użytku ... 44 2 .2 . Z a stosow a n ie metody wag harmonicznych do oceny w i e l k o ś c i
n i e d o s t a t e c z n e j podaży dóbr ( K . P r u s k a , T . U t n i c k i ) ... 50 2 . 2 . 1 . Wprowadzenie ... 50 2 . 2 . 2 . Metoda trendu p e łz a j ą c e g o i wag harmonicznych . . . . 52 2 . 2 . 3 . Prognozy w i e l k o ś c i s p o ż y c ia wybranych dóbr konsum
p c y jn y c h na l a t a 1978-1984 ... 53 2 . 2 . 4 . Uwagi końcowe ... 59
R o z d z ia ł 3. MODELE KONSUMPCJI SZACOWANE NA PODSTAWIE DANYCH Z
Z eszyt n i n i e j s z y stanowi wspólne, monograficzne opracowanie wy konane przez uczestników Zespołu Konsumpcji i Warunków Bytu w Insty t u c i e Ek o no m etrii i S t a t y s t y k i UL pod r e d a k c ją naukową d o c . dr hab. Z o f i i Z a r z y c k i e j . Podstawę opracowania stanowią w y n ik i prowadzonych w o s t a t n i c h l a t a c h w Zespole badań nad wpływem kryzysu ekonomiczne go na p rzełom ie l a t s ie d e m d z i e s ią t y c h i o s ie m d z ie s ią ty c h na konsum p c j ę i warunki rynkowe w P o l s c e . Skomplikowana s y t u a c j a gospodarcza o s t a t n i c h l a t s k ł a n i a do w ie lo p ła s z c z y z n o w e j a n a l i z y r e a k c j i i za chowań konsumpcyjnych nabywców dóbr i usłu g w z m ie n ia ją c y c h s i ę wa runkach rynkowych.
Autorzy opracowania podejmują próbę sform ułowania i em pirycznej w e r y f i k a c j i s p e c j a ln y c h metod a n a l i z y popytu konsumpcyjnego w wa runkach n i e d o s t a t e c z n e j podaży dóbr i u s łu g , przy jednoczesnych o- g r a n ic z e n ia c h i n f o r m a c j i s t a t y s t y c z n y c h . Zaprezentowane z o s t a ł y pro p oz ycje budowy ekonometrycznych modeli i ic h empiryczna w e r y f i k a c j a w s f e r z e konsumpcji i obrotu towarowego zarówno w p ła s z c z y ź n ie ma kroekonomicznej (na podstaw ie danych s t a t y s t y k i ry n k o w e j), ja k i w p ła s z c z y ź n ie mikro (na podstawie budżetów gospodarstw domowych).
Praca skła d a s i ę z c z t e r e c h ro z d z ia łó w . P ie rw s z y z n ic h pośw ię cony j e s t budowie s p e c j a l n y c h mierników p oz w a la ją cych na oszacowa
n ie poziomu niezaspokojonego popytu na n i e k t ó r e dobra żywnościowe
oraz r o l i cen w budowie i w e r y f i k a c j i ekonometrycznych modeli rynku w nierównowadze. P rz y w y ko rz ysta n iu r ó ż n ic w poziomie i we w skaźn i kach dynamiki cen d e t a l i c z n y c h i targowiskowych wybranych dóbr (grup) o k re ś lo n o s to p ie ń niezaspokojonego popytu na szczeb lu sprzedaży de t a l i c z n e j i konsumpcji in d y w i d u a ln e j w dwóch p r z e d z ia ła c h czasowych: 1960-1977 i 1980-1982. W d a l s z e j s z ę ś c i r o z d z ia łu n a s t ą p i ł a próba oszacowania r e a k c j i popytu i podaży na zmiany cen d e t a l i c z n y c h n i e k t ó r y c h dóbr żywnościowych w handlu uspołecznionym.
R o z d z ia ł d ru g i sk ła d a s i ę z dwóch c z ę ś c i . P ie rw s za d otyczy bu
dowy modeli trendu d la wybranych dóbr bądź grup dóbr t rw a łe g o uży
na ic h p odstaw ie wyznaczono prognozy 'popytu na n a j b l i ż s z e l a t a , ko r z y s t a j ą c z szeregów czasowych różnych d ł u g o ś c i : za l a t a 1955-1978, 1970-1978 oraz 1955-1981. P o z w o l i ł o to na o k r e ś l e n i e rzędu n ied o b o
ru podaży na poszczególn e dobra w l a t a c h 1982 i 1983. 4
Oruga cz ęś ć o p i s u j e za stosow a nie metody trendu p e łz a j ą c e g o do w yg ła d ze nia szeregów czasowych oraz w y k o r z y s t a n ie metody wag harmo n ic z n y c h do wyznaczenia prognoz popytu zarówno na dobra t r w a ł e , ja k i żywnościowe.
R o z d z ia ł t r z e c i z a w ie ra rozważania m etodologiczne odnoszące s i ę do zasad k o n s t r u k c j i modeli ekonom etrycznych, k t ó r y c h param etry sza c u j e s i ę na p odstaw ie in d y w id u a ln y c h zagregowanych danych z budże tów r o d z in n y c h . Zaprezentowano w nim model ogólny ( 3 . 1 . 2 ) , k t ó r y może być zastosowany w przypadku w y k o r z y s t a n ia danych z i n d y w i d u a l nych budżetów rod zinn ych oraz podano p r o p o z y c ję k i l k u m o d e li, k t ó
rych p aram etry mogą być szacowane na p od staw ie danych zagregowa
nych. S zczeg ólną uwagę zwrócono na sposób wprowadzenia do modeli
zmiennych dem ograficznych i s p o łe c z n y c h .
D alsza część r o z d z i a ł u ( 3 . 2 . 2 ) obejmuje w y n i k i badań e m p iry c z nych odnoszące s i ę do z r ó ż n ic o w a n ia wydatków d l a różnych agregatów
dóbr w o k r e s i e 1973-1976 i 1978-1982. Dużo m ie js c a poświęcono ana
l i z i e s t a b i l n o ś c i ocen parametrów in fo r m u ją c y c h o in te n s y w n o ś c i od-Ï
d z i a ł y w a n i a dochodu oraz zmiennych dem o g raficzn ych i s p o łe c z n y c h . W r o z d z i a l e czwartym p o d ję to próbę a n a l i z y wpływu k ry z y s u eko nomicznego na zmiany w p oziom ie, s t r u k t u r z e i formach s p o ż y c ia w gospodarstwach domowych. W s z c z e g ó ln o ś c i b adanie d o t y c z y ł o (§ 4 . 1 ) powstawania procesów d e s e r w i c y z a c j i budżetów domowych p o l e g a j ą c y c h
na przejmowaniu przez gospodarstwo zn a c zn e j c z ę ś c i u słu g bytowych,
z l e c a n y c h u p rz ed n io w yspecjalizow anym placówkom usługowym.
Zaprezentowana z o s t a ł a próba p r z e d s t a w i e n i a mechanizmu deserw i- c y z a c j i oraz s k w a n ty fik o w a n ia s k a l i tego z j a w i s k a przez a n a l i z ę ba dań budżetów domowych w l a t a c h s i e d e m d z i e s i ą t y c h , c h a ra k te ry z u ją c y c h s i ę względną równowagą rynkową, oraz początku l a t o s ie m d z ie s ią ty c h .
W d r u g i e j c z ę ś c i r o z d z i a ł u (§ 4 . 2 ) p o d ję to próbę a n a l i z y r ó ż n i c w s t r u k t u r z e konsumpcji dwóch grup gospodarstw domowych: u t r z y mujących s i ę głó w nie z p r a c y w u s p o ł e c z n i o n e j gospodarce narodowej oraz gospodarstw emerytów i r e n c i s t ó w . N ie ró w n o ś c i w s y t u a c j i mate r i a l n e j i w b udżecie czasu w y n ik a ją c e g łó w n ie z r ó ż n i c w wieku tych dwóch grup lu d n o ś c i w pływ ają n i e w ą t p l i w i e na odmienny sposób w yd at kowania p o sia d a n y ch dochodów.
Przeprowadzone b ad anie m ia ło na c e l u ocenę r ó ż n i c w w i e l k o ś c i
i s t r u k t u r z e wydatków porównywanych grup gospodarstw . Z d r u g i e j
s t r o n y c h o d z i ło o ocenę r ó ż n i c w sp osob ie r e a k c j i wydatków tyc h dwóch grup gospodarstw na z ja w is k a kryzysowe.
Podstawą przeprowadzonej a n a l i z y b y ł y dane d o ty c z ą c e wydatków gospodarstw domowych w l a t a c h 1975-1976 oraz 1980-1982.
R o z d z i a ł I
ROLA CEN И BUOOWIE I W ER Y FIK A C JI
EKONOMETRYCZNYCH MODELI RYNKU H NIERÓWNOWAOZE
ryn k iu jK jt^Ju jj!£j^ j£ w no ^
1 .1 .1 . Cenowy In d y k a to r nierów now agi
A n a liz a rynku w tra d y c y jn y m ro zu m ien iu teg o słow a s t a j e s i ą c o raz t r u d n ie j s z a , a czasam i w rącz n iem o ż liw a do p rze p ro w a d ze n ia wwa- runkach nierów now agi ry n k o w e j. N ie d o s ta te c z n a w o s t a t n ic h la t a c h po daż d ó b r, w tym rów nież a rty k u łó w żyw n ościow ych , a c z k o lw ie k podaż żyw n ości J e s t n a jb a r d z ie j s t a b i l n a spośród in n y c h dóbr konsum pcyj n ych , sta n o w i t u t a j i s t o t n ą p rzesz k o d ą.
Podstawowym celem a n a li z y w s y t u a c j i n iez ró w n o w ażen ia popytu z podażą s t a j e s i ą o k r e ś le n ie ro d z a ju o raz k ie ru n k u p r z e ja w ia n ia s iq n ieró w n o w a g i. S tan . równowagi ryn ko w ej j e s t bowiem bardzo is to tn y m c z yn n ik ie m warunkującym p rz e ja w y podaży bądź p o p y tu . B ra k t e j r ó wnowagi im p lik u je c h a r a k t e r d z i a ł a l n o ś c i h an d lo w e j i n ie ja k o zmusza u cz e stn ik ó w danego s z c z e b la rynku do p rz y s to s o w a n ia s l ą do k o n k re t nych r e a lió w . Na ryn ku produktów ro ln o -sp o ż yw czych podaż r e a l i z u j e s i ę na k i l k u s z c z e b la c h : in d y w id u a ln i i u s p o łe c z n ie n i p ro d u c e n c i r o l n i , o r g a n iz a c je skupu i han d lu rynkowego o ra z h an d e l t a r g o w i skowy. Z d r u g ie j s tr o n y z a p o trz e b o w a n ie na a r t y k u ły żywnościowe z g ła s z a n e j e s t p rzez w ie le podmiotów g o sp o d arcz ych . U cz e stn ik ó w ryn ku p o d z ie lić można na k i l k a g rup :
- podaż r e p r e z e n tu ją o r g a n iz a c je skupu, p op yt - p rze m ysł p r z e tw ó rc z y o ra z frande 1, _ . . . . __
- podaż r e p r e z e n t u ją p ro d u c e n c i r o l n i , popyt - o r g a n iz a c je rea-. l i z u j ą c e skup, a ta k ż e konsumenci in d y w id u a ln i ( t a r g o w is k o ) ,
- podaż r e p r e z e n t u j e przemysł p rz e tw ó rc z y , popyt - handel h u r towy lub d e t a l i c z n y ,
podaż r e p r e z e n t u j ą p r z e d s i ę b io r s t w a handlu hurtowego, popyt -- j e d n o s t k i handlu d e t a l i c z n e g o ,
- podąż r e p r e z e n t u j ą j e d n o s t k i s i e c i d e t a l i c z n e j , popyt - naby wcy in d y w i d u a ln i i z b i o r o w i.
Jednym z zadań szczegółowych p o j a w ia j ą c y c h s i ę w badaniach nad
tak szeroko rozumianym rynkiem a rt y k u łó w żywnościowych j e s t ekono-
metryczna a n a l i z a procesów związanych z ruchem masy tow aro w ej, a
w ię c przebiegów p r o d u k c j i r o l n e j do o r g a n i z a c j i skupu, produktów
r o ln y c h ze skupu do p r o d u k c j i lub do konsumpcji za pośrednictwem
h u rtu i d e t a l u . W każd ej z t y c h d z i e d z in obrotu towarowego obserwu j e s i ę n ie c o inne u k s z t a ł t o w a n ie przejawów popytu i podaży, z a l e ż nych od p r e f e r e n c j i i r e a ln y c h m oż liw ości poszczególnych u c z e s t n i ków wymiany. Is to tn y m celem togo typu badań s t a j e s i ę próba u s t a l e n ia rozmiarów popytu nie zasp o ko jo neg o, co j e s t w dużym s to p n iu wy mierną oceną równowagi rynku.
Jedną z metod, mogącą z n a le ź ć za s to s o w a n ie , j e s t wykorzystanie -- d la okresu próby s t a t y s t y c z n e j -- modelu ekonometrycznego, uwzglę d n ia ją c e g o bądi t y l k o in fo r m a c je o ok resach występowania n ierów n o w a g i, bądź s p e c j a l n e zmienne p o z w a la ją c e na zbudowanie specyficznych m ierników (i n d y k a t o r ó w ) n ierów n ow ag i1 . M i e r n i k i nierównowagi 3» bez
p o ś red n io powiązane z m ożliwościam i zw ięk sz en ia podaży lub też
Z m n ie jsz en ia popytu. N i e k t ó r e r e g u l a t o r y rynkowe s ta n o w ić mogą pod stawę budowy tyc h in d yk a to ró w . Oaje s i ę wśród n ic h w y ró żn ić m i e r n i k i n ie z b ila n s o w a n ia ryn k u , o p a r te na:
- r ó ż n ic a c h między poziomem cen ob o w iązu jących a poziomem cen
równowagi ryn ko w ej,
- r ó ż n ic a c h między w i e l k o ś c i ą zamówień handlu wewnętrznego na dostawy rynkowe a r e a l i z a c j ą t y c h zamówień oraz c z yn n ik a c h wywołu j ą c y c h z a k łó c e n ia systemu umownego: handel - przemysł ( r o l n i c t w o ) , skup - r o l n i c t w o .
1 P o r . II. C h a r e m z a , Ekonometryczne modele o p i s u ją c e
brak równowagi, opracowanie wykonane w ramach Problemu Węzłowego
R. I I I . 9, Sop ot, cz . I , 1977, cz . I I , 1978; Ekonometryczne mode
l e rynku. Modele popytu konsumpcyjnego i równowagi r y n k o w e j, Warsza
wa 1982, s. 189; K. M i c h a l a k , W. S t a r z y ń s k a ,
A p p l i c a t i o n o f D i s e q u i l i b r i u m I n d i c a t o r s i n Eco n o m e tric Models of Some F o o d s t u f f s M a rk e ts , r e f e r a t wygłoszony na k o n f e r e n c j i : P r o b l e my budowy i e s t y m a c j i dużych modeli e k onom etrycznych, P o l a n i c a Zdrój, 5-7 g ru d n ia 1979.
- in stru m en ta c h p ie n ię ż n o -k re d yto w y ch o d d z i a ł u ją c y c h na podaż rynkową, a s z c z e g ó ln i e na gospodarkę zapasami p r z e d s i ę b i o r s t w han
dlowych (wysokość kredytów bankowych),
- in stru m en ta c h s te r o w a n ia popytem konsumpcyjnym, np. ogranicze n ia c h kredytowych w watcmk-ac+ł ne-p-i-ęć-rynkowych,-atawł^ach - procento wych, wysokości p i e r w s ż e j w p ła ty przy kupnie tow aru, a t r a k c y j n y c h formach oszczędzania .•
S z c z e g ó ln ie i n t e r e s u j ą c y wydaje s i ę być p ie rw s z y m ie rn ik - w o d n i e s i e n i u do tyc h rynków, na k t ó r y c h można o k r e ś l i ć cenę równowagi. W P o l s c e w l a t a c h s i e d e m d z i e s ią t y c h ceny d e t a l i c z n e a rty k u łó w konsumpcyjnych-, a zwłaszcza żywnościowych, p r z e s t a ł y odgrywać domi- mującą r o l ę w p r o c e s i e kupna-sprzedaży. Większość cen d e t a l i c z n y c h u s t a l a n a b y ła c e n t r a l n i e , m ia ła c h a r a k t e r sztywny ( w y j ą t e k to ceny owoców i warzyw) i na ogół s t a b i l n y (do roku 1977). Ograniczone zdol n o ś c i p rod uk cyjn e r o l n i c t w a oraz importu spowodowały, że przy danej
I .
w i e l k o ś c i podaży i popytu p o w s ta ły znaczne r ó ż n ic e pomiędzy obowią zującym, s ta b iln y m poziomem cen d e t a l i c z n y c h a poziomem cen równo wagi ryn ko w ej. W warunkach p o l s k i c h przykładem t a k i e j s y t u a c j i mo że być rynek mięsa i przetworów, warzyw i owoców oraz nabiału i J a j . We w s z y s tk ic h tyc h przypadkach sprzedaż r e a l i z u j e s i ę w handlu de t a l i c z n y m i na ta r g o w is k a c h . Z a k ł a d a j ą c , że . n a 1 -targowisku panuje ko nk uren cja d o s k o n a ła , cena tam w y s tę p u ją c a może być tra k tow a n a j a ko cena równowagi ryn ko w ej. Nie oznacza to o c z y w i ś c i e , że J e s t ona równa c e n i e , ja k a zapew niałaby równowagę "o g ó ln ą " na całym rynku d anej grupy żyw nościow ej. Cena targowiskowa um ożliwia jednak zaspo
k o j e n i e popytu w s z y s t k ic h gospodarstw domowych dokonujących zaku
pów na t a r g o w is k u . In na r z e c z , że są to na ogół gospodarstwa zamo ż n i e j s z e .
Model rynku n ie z b ila n s o w an e g o s k ła d a s i ę z k i l k u układów rów nań popytu i podaży wraz z odpowiednimi równaniami o p i s u ją c y m i n i e równowagę. W swej n a j b a r d z i e j s y n t e t y c z n e j p o s t a c i s k ła d a s i ę z jed nego równania popytu, jednego równania podaży i równania o p i s u j ą c e go nierównowagę.
2 P o r . K . - M i c h a l a k , W. S t a r z y ń s k a , Z a s t o
sowanie in d y k a to ró w nierównowagi w ekonometrycznych modelach rynków n i e k t ó r y c h artykułttw żywnościowych, " P r z e g l ą d Metod B a d a n ia Rynku” ,
[iHW iU Warszawa] 1980, z. 1. s. 55-72; K. M i c h a l a k , « . S t a
r z y ń s k a , Ekonometryczna a n a l i z a procesów ekonomicznych na
rynku n a b i a ł u i j a j , " P r z e g l ą d Metod B ad ania Ryn ku ", [IHWitł Warsza wa] 1981, z. 1.
I l
P ro c e sy zachodzące na poszczególnych s z c z e b la c h rynku żywności
o p is a ć można za pomocą k i l k u układów t a k i c h w ł a ś n i e równari. Każdy z t y c h układów, przy z ą ło ż e n iu występowania r e l a c j i l i n i o w y c h , ma na s t ę p u j ą c ą p o sta ć ( d l a t » 1 ... 1, gdzie T - długość szeregu c z a sowego): równanie popytu równanie podaży (1.2) równanie w i e l k o ś c i z r e a liz o w a n e j ( 1 . 3 )
równanie d e f i n i c y j n e nadwyżki (n ie d o b o r u ) popytu
( 1 . 4 ) równanie popytu nadwyżkowego (nadwyżkowej podaży)
E równanie m ie rn ik a nierównowagi - ï l Yt ., Ody Dt > S E 0 , gdy Dt = s t ( 1 . 5 ) - -y2 Yt , gdy Dt < S t warunek nierównowagi E Nt = Nt d l a t » 1, T
(
1.
6)
g d z ie :- popyt na prod uk ty roln o-spożywcze danego podmiotu ryn k u ,
XD t ’ XSt Xpt - m acierze zmiennych o b j a ś n i a j ą c y c h odpowiednio p o p y t, podaż, niedobór (n a d m ia r) podaży,
a , /3 , ■ wektory pai'ametrôw s t r u k t u r a l n y c h modelu,
Dt U - s k ł a d n i k i losowe o zerow ej w a r t o ś c i o cz e k iw a li V UW n e j , jednostkowych m acierzach k o w a r i a n c j i , n ie s k o re lo w a n e w c z a s i e ,S t ’ UE t ™t E - w ie l k o ś ć z re a liz o w a n a ,
poziom niedoboru (n a d w yż k i) podaży,
t T
- w a rto ś ć in d y k a to ra nierównowagi, - długość szeregu czasowego.
W przypadku w y s t ą p ie n ia równowagi między popytem i podażą w o-
k r e s i e objętym próbą powyższy u kła d red u ku je s i ę do równań ( 1 . 1 ) i
(
1
.
2
).
I s t n i e j e k i l k a metod e s t y m a c j i parametrów modelu rynku n i e z b i - lansowanego (np. metoda n a j w i ę k s z e j w ia r y g o d n o ś c i, podwójna metoda n a jm n ie js z y c h kwadratów). Jedną z n a j p r o s t s z y c h j e s t u og ólniona me toda n a jm n ie js z y c h kwadratów, zastosowana przy wyżej podanych ozna c z e n ia c h do oszacowania współczynników n a s t ę p u ją c y c h ró.tfFi»łV;
g d z ie : oraz Qt 1 X0 t a Я 1 Gt + E 0 t Qt » * s t ß - "Ï 2 Ht + E S t Yt , gdy Dt > S t 0, gdy Dt < S t -Yt , gdy Dt < s t 0, gdy 0 t > S t ( 1 . 7 ) (1.8) ( 1 . 9 )
(
1.
1 0)
Równania ( 1 . 7 ) i ( 1 . 8 ) są resp ecyfik ow anym i równaniami .p o p y tu i podaży, odpowiadającymi wzorom ( 1 . 1 ) i ( 1 . 2 ) . E s ty m a to ry parame trów równart ( 1 . 7 ) i ( 1 . 8 ) uzyskane k la s y c z n ą metodą n aju rn ie jszych
kwadratów n ie d a ją wprawdzie zgodnych oszacowań współczynników wy s tę p u ją c y c h w równaniach ( 1 . 1 ) i ( 1 . 2 ) , a le pod względem e fe ktyw no
ś c i o b c i ą ż e n ia n ie są gorsze od oęen uzyskanych podwójną metocią
n a jm n ie js z y c h kwadratów.
' W empirycznych badaniach rynku proponuje s i ę w y k o rz ys ta ć na
szc z eb lu dostaw, sprzedaży d e t a l i c z n e j i konsumpcji i n d y w i d u a ln e j n a s t ę p u ją c e r o d z a je in d yk ato ró w :
- bazu jąc e na r ó ż n ic y między ceną targowiskową i d e ta lic z n ą mię
sa wieprzowego d la rynku mięsnego.
Nt * * P T , - P 0t
(
1.
1 1)
- o p a r te na r ó ż n ic y między cenami skupu i d e t a l i c z n y m i mleka (w z ł / l ) d la rynku n a b i a ł u i j a j :
Ï , ( P S t - P 0 t ) , Qdy 0 t > S t ( 1 . 1 2 )
0, gdy 0 t = S t
Jf 2 ( P 0 t ) - P S t , ody Qt < S t
Fu n k c je pomocnicze ( 1 . 9 ) i ( 1 . 1 0 ) przy z d e fin io w a n y c h wzorami ( 1 . 1 1 ) i ( 1 . 1 2 ) in d y k a to ra c h n ierów now agi, przyjmą odpowiednio na s t ę p u j ą c ą p o s ta ć : d la rynku mięsnego P T t - P0t , 0 , PDt - P T t , 0 ,
.
gdy P Tt > P0t gdy P Tt < PDt gdy PDt > PT^ gdy PDt < P Tt ( 1 . 1 3 ) ( 1 . 1 4 )( 1 . 1 6 )
PT - ś r e d n ia cena targowiskowa (ogólnokrajowa) mięsa wieprzowego,
PD - cena d e t a l i c z n a mięsa wieprzowego, PD’ - cena d e t a l i c z n a mleka,
PS - cena skupu mleka.
Model rynku zbudowano d la k i l k u grup żyw n ości, w tym także d la
rynku warzyw i owoców oraz ziemniaków. Oprócz r ó ż n ic y w c e n ie d e t a l i c z n e j i ta r g o w i s k o w e j, ceny skupu, w przypadku mleka zastosowano tak że r e l a c j e tyc h cen, na podstaw ie k t ó r y c h zd e fin io w a n o następują cy m ie rn ik nierów now agi:
1 , Qdy WPTt > WPDt
0 , Qdy WPTt = WP0t ( 1 . 1 7 )
.
- 1 , Qdy WPTt < WPDtg d z ie t
WPTt - wskaźnik cen dynamiki p r z e c i ę t n y c h cen targowiskowych w
o k r e s i e t , odpowiednio d la m ięsa, warzyw i owoców, n a b i a ł u i j a j , WPOt - wskaźnik dynamiki p r z e c i ę t n y c h cen d e t a l i c z n y c h w o k r e s i e t , odpowiednio d la m ięsa, warzyw i owoców, n a b i a ł u i j a j , ziem niaków.
Tak o k re ś lo n a zmienna s łu ż y ć może do oszacowania w i e l k o ś c i , o k t ó r ą n a le ż y p om n iejszyć p o p y t, aby b y ł on rów ny.p o daż y. L a t a , w któ
ry c h obserwowany wskaźnik cen targowiskowych b y ł wyższy od ihdeksu
cen d e t a l i c z n y c h , o k r e ś l o n o ja k o o k re s y n i e d o s t a t e c z n e j podaży. W sy t u a c j a c h p rze ciw nych u s t a lo n o l a t a nadwyżkowej podaży. Gdy obydwa porównywane w s k a ź n ik i są s o b ie równe, mamy do c z y n i e n i a ze st-anem zrównoważenia rynku. oraz d la rynku n a b i a ł u gdzie : i j a j - PD't , gdy P S t > P0{ 0 , gdy P S t < PD£ - P S t , gdy PD> > P S t 0 , gdy PDj < P S t
1 . 1 . 2 . Empiryczna w e r y f i k a c j a modeli r y n k u z cenowym indykatorem nierównowagi
Zaproponowane m i e r n i k i nierównowagi z n a l a z ł y swoje p o t w ie rd z e n i e w empirycznych badaniach rynku, o p a r ty c h ne danych s t a t y s t y k i
rynkowej z l a t 1960-1977. Dowodzą tego w y n ik i badań zaw arte w p r a
cach wzmiankowanych w przyp. 1 i 2. I ta k na p r z y k ła d równanie po
pytu na n a b i a ł i j a j a ( C Z J ) z a w ie ra obok dochodów lu d n o ś c i (Y) zmien ną G, o k r e ś l a j ą c ą s t o p ie ń nadwyżkowego pop ytu, k t ó r e j param etr ma w ła ś c iw y znak ( - ) oraz i s t o t n ą w a rto ś ć
CZJ * 20 539 ♦ 0,033 Y - 3871 G R2 * ° * 9 3 6 (1-18)
(1 3 , 05) ( 9 , 9 4 ) ( 3 , 8 5 ) 0-W = 0,850
W równaniu podaży t a sama zmienna - s p o ż y c i e lu d n o ś c i (CZJ) obja śnio na z o s t a ł a przez w i e l k o ś ć sprzedaży d e t a l i c z n e j ( S U Z J ) oraz mier n i k nierównowagi ( H ) . I t u t a j zaproponowany i n d y k a t o r cenowy zna l a z ł u z a s a d n ie n ie :
C ZJ = 32 476 ♦ 0,334 SUZJ - 22 781 H R2 = 0,917 ( 1 . 1 9 )
(1 8 , 7 9 ) ( 5 , 2 8 ) ( 3 , 9 0 ) D-W « 1 , 1 4 2
I s t o t n o ś ć parametru s t o ją c e g o przy zmiennej zbudowanej na pod s t a w i e r ó ż n i c między cenami d e t a l i c z n y m i i targowiskowymi j e s t dowodem na t o , że w o k r e s i e objętym próbą sposób o k r e ś l a n i a n ie r ó w nowagi na rynku n a b i a ł u i j a j b y ł poprawny* Podobnie zakupy omawia nych dóbr w handlu uspołecznionym ( S U Z J ) ja k o f u n k c j a w i e l k o ś c i kon s t r u k c j i ( C Z J ) oraz cen r e a l n y c h ( P U Z J ) dobrze o p i s u j ą t r a n s a k c j e kupna - sprzedaży w d e t a l u :
SUZJ = 101,60 ♦ 1,24 CZJ - 125 744 PUZJR - 2935 I G J (1 . 2 0 )
( 5 , 6 2 ) ( 1 1 , 5 5 ) ( 7 , 7 9 ) ( 2 , 7 5 ) R2 = 0,970 0-И * 1,767
Prz y p rognozie popytu na n a b i a ł i j a j a zgłaszanego przez ludność w u sp o łe c z n io n y c h je d n o s tk a c h handlu d e t a l i c z n e g o n a le ż a ło b y
d n ić w a rto ś ć niedoboru podaży wynoszącą 2935 min z ł , w s y t u a c j i , gdy cena targowiskowa n a b i a ł u i j a j j e s t wyższa o 1 p rocent od c e ny d e t a l i c z n e j .
Podobnie a n a l i z a oszacowań parametrów f u n k c j i konsumpcji mięsa
i przetworów mięsnych (CZM) p o tw ie rd z a p rzy d a tn o ść w o k r e s i e p ró by zd efinio w aneg o wzorem ( 1 . 9 ) in d y k a t o r a nierównowagi:
CZM = 20 043 + 0,106 Y - 15 533 PMR - 485,25 G ( 1 . 2 1 )
( 4 , 7 0 ) (2 5 , 2 5 ) ( 2 , 6 6 ) ( 5 , 5 5 ) R2 = 0,997 0-W * 1,816
Również p aram etry s t o j ą c e p rzy zmiennej zerojed yn ko w ej w rów
naniu o p isu ją cym p roces sprzedaży d e t a l i c z n e j mięsa i przetworów o- k a z a ły s i ę i s t o t n e . W s y t u a c j i nadwyżki popytu w artość n i e z r e a l i z o wanego zapotrzebow ania na a r t y k u ł y mięsne nabywane w uspołecznionym handlu d e ta lic z n y m (SUZM) w y n io s ła 2637 min z ł d la okresu próby 1960-1977: SUZM * 56 966 + 0,088 Y - 33 709 PMR - 0,409 CX^ - 2637 IGM (1.22) (6,77) (34,08) (6,46) (3,17) (2,83) R2 = 0,959 0-W * 1,988 g d z i e : • Y - dochody l u d n o ś c i , PMR - ceny r e a l n e miç'sa, CX - s p o ż y c ie n a t u r a l n e .
Na rynku warzyw, owoców, przetworów i ziemniaków w w ię k s z o ś c i
równań z a w i e r a ją c y c h zmienne o p i s u ją c e s ta n n ie z b i l a n s o w a n i a danego s z c z e b la rynku n i e p o t w i e r d z i ł o s i ę p rz y p u s z c z e n ie o is to tn y m w p ły wie r ó ż n ic cen d e t a l i c z n y c h i targ ow isk ow ych. W o s t a t n i c h . k i l k u l a t a c h n i e i s t n i e j e w z a s a d z ie sprzedaż wolnorynkowa m ięsa. Występuje t u t a j c z a rn y ry n e k , a l e brak j e s t wiarygodnych i n f o r m a c j i o c e n ie c z a r n o r y n k o w e j, k t ó r a t y l k o częściow o p e ł n i r o l ę ceny równowagi (pro blem ryz y k a s p r z e d a ż y ) . Ponadto na w ię k s z o ś c i rynków ceny d e t a lic z ne z m i e n i a ł y s i ę w sposób podobny do cen targow isk ow ych.
Podobne b adanie empiryczne przeprowadzone na zw ięk sz o n ej p r ó b ie czasow ej 1960-1982 t y l k o Częściowo p o t w i e r d z i ł o p rz y d a tn o ś ć tego
typu a n a l i z y e k o n o m e try c z n e j. I tak na rynku mięsa i przetworów i n d y k a to r nierównowagi o p a r ty na r ó ż n ic y cen ok azał s i ę w zasadzie nie i s t o t n y . Na sz c z e b lu sprzedaży d e t a l i c z n e j w f u n k c j i popytu o g r a n i czono s i ę w y łą c z n ie do o b j a ś n i e n i a obrotów d e t a l i c z n y c h sprzedażą opóźnioną o jeden ro k , cenami d e t a l i c z n y m i oraz zmienną IM z d e f i niowaną wzorem ( 1 . 1 7 ) :
SUZM « 6687 ♦ 0,98 SUZM_j - 3609 PUZM - 256,5 IM ( 1 . 2 3 )
( 2 , 1 9 ) ( 1 8 , 9 1 ) ( 2 , 3 1 ) ( 0 , 1 5 ) R2 * 0,961 0-W * 1,338
W f u n k c j i podaży i n t e r e s u j ą c y nas param etr przy zmiennej IHM ( i n d y k a t o r n ierów n ow ag i) ok azał s i ę też n i e i s t o t n y :
SUZM * 7034 ♦ 0,967 SRZM - 356,6 PUZM - 641,0 IHM ( 4 , 9 6 ) (4 1 ,1 2 ) ( 0 , 5 1 ) ' ( 0 , 7 9 )
R2 * 0,981 0-W = 0,408
Taki wynik j e s t efektem zmian cen d e t a l i c z n y c h , j a k i e o s t a t n i o n a s t ą p i ł y , prowadzących do zrównania cen d e t a l i c z n y c h z w olnorynk o
wymi (a nawet cz arnorynkow ym i) .
Z na cz nie le p s z e r e z u l t a t y uzyskano na rynku n a b i a ł u i j a j , gdzie w s p ó łc z y n n ik s t o j ą c y p rzy cenowym in d y k a to rz e nierównowagi ma w ł a ś c iw y znak oraz i s t o t n ą w a r t o ś ć . Z f u n k c j i popytu w y n ik a , że w sy* t u a c j i , gdy mamy nadwyżkę popytu nad podażą, w i e l k o ś ć n ie z a s p o k o jo
nego popytu na s z c z e b lu dostaw rynkowych * ( S R Z J ) wynosi wówczas
17 282 min z ł :
S R Z J = -426,98 ♦ 105 SUZJ - 17 282 I J ( 1 . 2 4 )
( 0 , 3 2 ) (2 3 , 3 8 ) ( 2 , 1 2 ) R2 * 0,968 0-W * 1,336
Na rynku ziemniaków, c h a r a k t e ry z u ją c y m s i ę na ogół d o s ta te c z n ą podażą, zapotrzebow anie na te produkty o k re ś lo n o za pomocą s p rz ed a ży d e t a l i c z n e j (SU ZK ) op ó źn ion e j o jed en o k r e s , r e l a c j i cen d e t a
l i c z n y c h i targowiskowych (X K ) oraz zmiennej c h a r a k t e r y z u j ą c e j s t o p ie ń n i e z b ila n s o w a n ia rynku GK ( p o r . form ułę 1 . 9 ) :
SUZK = 2398 + 0 ,7 9 6 S U Z K j - 1467 XK - 5,36 GK ( 1 . 2 5 )
( 1 , 9 1 ) ( 6 , 5 9 ) ( 1 , 6 5 ) ( 1 , 2 1 )
- , R2 = 0,835
0-W = 1,837
I tak w s y t u a c j i , gdy obserwujemy n ie d o s t a te c z n ą podaż na r y n ku ziemniaków popyt nadwyżkowy s z a c u je s i ę na poziomie 5360 tys. z ł . Zaprezentowany model rynku w nierównowadze j e s t dowodem ce lo w o ś c i stosow ania cenowyeh indykatorów nierównowagi w y łą c z n ie d l a t y c h dóbr, d la k t ó r y c h i s t n i e j e wolny ryn ek. Może to być rynek z ie m n ia ków, warzyw i owoców czy też n a b i a ł u i j a j . P r z e s t a ł n a to m ia s t nim
być rynek mięsny. Stąd pow sta je konieczno ść szukania innych metod
szacowania niezaspokojonego popytu. Jedną z m oż liw ości może być b a d a nie r e l a c j i dostawy (s p r z e d a ż ) - dochody l u d n o ś c i , co będzie przed miotem d a ls z y c h badań nad rynkiem żyw ności.
1.2. Cena a sp rz ed aż d e t a l i c z n a w warunkach nierównowagi rynku - częściow a i d e n t y f i k a c j a systemu gopyt - podaż
1 1 . 2 . 1 . Ekonomet r y c z n y model sprzedaży
z jedną zmienną egzogeniczną
Ekonometryczny model rynku oraz s p e c j a l n e metody k o n s t r u k c j i i e s t y m a c j i parametrów f u n k c j i popytu i podaży w s y t u a c j i rynku n i e zrównoważonego są coraz c z ę ś c i e j przedmiotem badań e k o n o m e trii s t o sowanej^ .
5 P o r. M i c h a l a k , S t a r z y ń s k a , Ekonometrycz-
na a n a l i z a procesów e k o n o m ic z n y c h .. . , s. 37-46; A. W e 1 f e,
Ekonomptrvczna a n a l i z a popytu na doh-ro nieżywnościu we w warunkach
n i e d o s t a t e c z n e j podaży, "Wiadomości S t a t y s t y c z n e " s ty c z e ń 1904,
nr i , s. 19-22; W. W e 1 f e [ r e d . ] , Ekonometryczne modele
rynku. Modele popytu konsumpcyjnego i równowagi r y n k o w e j , t . 3,
Celem p rzed staw ion ych w tym p a r a g r a f i e rozważań j e s t próba osza cowania r e a k c j i popytu i podaży na zmiany cen d e t a l i c z n y c h w han d lu uspołecznionym w s y t u a c j i , gdy n ie wiemy d ok ła d n ie , czy mamy do
c z y ń i e n i a z popytem, czy też z podażą na danym rynku cząstkowym. W
tym c e l u w ykorzystana w s p ó łc z y n n ik i f u n k c j i sprzedaży d e t a l i c z n e j i na ic h podstaw ie o k re ś lo n o p r z e d z i a ł y lic z b o w e d l a n ieznanych pa rametrów s t o j ą c y c h przy zmiennej cenowej w równaniu popytu i w rów naniu podaży6 . Rożważmy dwa równania o k r e ś l a j ą c e za le ż n o ść z r e a l i zowanej sprzedaży od c e n y 7 :
Q t * a + p p t + e t (1.26)
d t = -y ♦ e P t ♦ ut
t « i , . . . . T
g d z ie :
- sprzedaż d e t a l i c z n a w handlu uspołecznionym ,
P^ - cena d e t a l i c z n a (w skaźnik cen 1977 = 1 , 0 0 ) ,
£ i U, - n ie s k o re lo w a n e zmienne losowe o r o z k ł a d z i e
normal-2 2
nym ze ś re d n im i równymi zero i w a r i a n c j a m i: 6 ^ i 0>u .
Równania te odpowiadają dwóm sytuacjom rynkowym, a m ia n o w ic ie : Qt - in d e n ty fik o w a n a będzie jako r e a l i z a c j a popytu, j e ż e l i pa* rametr s t o j ą c y przy zmiennej cenowej będzie d o d a t n i .
Załóżmy d a l e j , że wprowadzamy do a n a l i z y dodatkowy c z y n n ik :
ot X <xo ♦ a 1xt ( 1 . 2 7 )
Ï = * o * h Xt
przy czym Xt bę d zie zmienną o d d z i a ł u j ą c ą zarówno na r e a l i z a c j ę po p y tu , ja k i podaży. W naszym przypadku b ę d z ie to sprzedaż opóźniona o jeden o k re s , c z y l i Xt =
6 P o r . E. E . L e a m e r , I s i t a Demand Curve or i s i t a Supply C urve. P a r t i a l I d e n t i f i c a t i o n through I n e q u a l i t y C o n s t r a i n s , “ The Review of Economics and S t a t i s t i c s " , v o l . L X111, August
1981, ( 3 ) s . 319-327,
7 K o n s t r u k c ję modelu o p a rto na cy to w a n e j już p rac y Leamera, zw łaszcza c z ę ś c i d o t y c z ą c e j u n i w e r s a l n e j p o s t a c i modelu z jedną zmienną e g z o g e n ic z n ą , p o r. L e a m e r , op. c i t . , s . 322-323.
Tak więc u kła d równart ( 1 . 2 6 ) p r z e k s z t a ł c a s i ę w n a s tę p u ją c ą formę:
( 1 . 2 8 )
' <4 “ * o + * l Xt + 9 P t + Ut
P o s t a ć zredukowana tego modelu' będzie n a s t ę p u ją c a :
pt 1 К * c t - To-+ (o,i • 7 i ) x t - ut J / ( e • •> <
■ ;■ * ’ ' , ’ o
Qt = £( a o * a i xt>8 * <ï0 -P>
( 1 . 2 9 )
W ten sposób p o w sta ła zmienna losowa (P ^ , СЦ) mająca dwuwymia
rowy r o z k ła d normalny z momentami: - n a d z i e ją matematyczną: E ( P t , Qt ) 1 % - ï o + ( a x - a oe ’ 70
P
+ « V* ? 1f3>Xt/(e
- (3) ( 1 . 3 0 ) - i w a r i a n c j ą V ( P t , Qt )* ' l +
•2
2 ‘ >
«u 8 e c -
PeJ
„ 2
2
2
0®u
9
*
ß 2 «u (e- /3)- 2( 1 . 3 1 )
Aby uzyskać zgodne e sty m a to ry parametrów (3 i i j wyznaczono
odrębne p r z e d z i a ł y lic z b o w e d la ujemnej oraz d o d a t n i e j e l a s t y c z n o ś c i cenow ej, w y k o r z y s t u ją c przy tym e sty m a to ry uzyskane metodą n a j m n ie jsz y c h kwadratów r e g r e s j i tzw. p r o s t e j oraz o d w r o tn e j. W d a l s z e j c z ę ś c i p rac y pokazano, Ze z b i ó r estymatorów uzyskanych metodą n a j w i ę k s z e j w ia ry g o d n o ś c i z n a jd u je s i ę w ł a ś n i e w p r z e d z i a l e o k r e ś lonym przez w s p ó łc z y n n ik i uzyskane MNK.
Utwórzmy d a l e j f u n k c j ę o p i s u ją c ą r e g r e s j ę cen oraz r e g r e s j ę sprzedaży w z a le ż n o ś c i od zmiennej e g z o g e n ic z n e j modelu ( X ^ ) , c z y l i sprzedaży op ó źn ion ej o jed en ok re s :
f ( X t >, Qt = f ( X t ) (1 . 3 2 )
Param etry s t o j ą c e przy zmiennej X w p o s t a c i zredukowanej równa
n ia r e g r e s j i P^ oraz Qt względem Xt oznaczamy odpowiednio przez
Spx/S* '
V
■ A A°*1 ' *1
. Sqx/Sî .
rЛ .
3 A A Aa i 8 ‘ ^l*3 .
(« - {3 )J ( 1 . 3 3 ) co z k o l e i sta n ow i podstawę o k r e ś l e n i a [ a , , £ , ] w z a l e ż n o ś c i odГ
Л An
*
8 , ( 3 ] :r ^ l
■ » ,
- 1 4
X
. % -
4
.
( 1 . 3 4 )J a k wiadomo, metoda n a j w i ę k s z e j w ia r y g o d n o ś c i z a k ła d a , że mo menty z próby są równe momentom z p o p u l a c j i g e n e r a l n e j .
Ponieważ: ' . %,< ■ S t ą d : p.x (O? ♦ ff2 ) / ( f i - ß ) ' 2 ff2 ♦. *1 p-x E «. ( 1 . 3 5 ) ( 1 . 3 6 )
P ie rw s z e i t r z e c i e z równań ( 1 . 3 6 ) może być zap isan e ja k o : .2
И 1
S‘ 1
1 '
- 1' s2
p- X ( 8 -ß ) 2 *
k J
Le
лß
A
-
S pq x■
«■
fi p.x - S ‘pq • X
p -х p q xco może być p rzekształcone* w sposób n a s t ę p u ją c y :
s 2 K * - w * ^ 2 ( - s i - ł ! w . r < * - S ) i * ( , -, e )
odzie S 2 i S 2 są w a r i a n c ja m i“ resztowymi z próby zmiennych P
p . x q ■ X
i Q, a S k o w a ria n c ją t y c h zmiennych przy danym X.
P r z e k s z t a ł c a j ą c równania 1 . 3 8 , otrzymujemy h ip e r b o lę d la estyma torów otrzymanych metodą n a j w i ę k s z e j w ia r y g o d n o ś c i:
<> - » „.« > • - ' « U : :»> * 1 » '• ? • » U -5 , )
g dzie b j e s t estymatorem parametru s t o ją c e g o przy zmiennej
cenowej w f u n k c j i s p rz ed a ż y , uzyskanym metodą n a jm n ie js z y c h kwadra tów a r 2 l e s t kwadratem w s p ó łc z y n n ika k o r e l a c j i c z ąs tk o w e j 1 pq-x J zmiennych P t i Q^.: b 3 bp q •X * Sp q x / S q-x 2 _ c2 /c2 c 2 i pq • X " p q• X p x q•x
Tak w ięc ocenami parametrów (3 i 0 otrzymanymi metodą n a j w i ę
k s z e j w ia ryg o d n o śc i j e s t h i p e r b o l a ( 1 . 3 9 ) p r z e c i n a j ą c a obszar za p e w n ia ją c y d o d a tn ią ocenę w a r i a n c j i ( 1 . 3 7 ) , a m ia n o w ic ie :
^ S p-x Spq-x) ((3- в ) ’ 1 ( 8 - ß ) 2 > 0/: S 2 ( 8
( |3 - _£SLÏ)/((3 - ê ) > o
s2
Р • X( p - b ) / ( ß - 8 ) > О i a n a l o g i c z n i e :
(b - 0 ) / ( (3 - в ) > 0
Je d n e k - o g r a n ic z e n ia t e są zb y te c z n e , bo w y n ik a ją także z (1.39), ponieważ r j q . x ą l .
H i p e r b o la ( 1 . 3 9 ) ocen (3 i 8 p rze d sta w ion a z o s t a ł a na r y s . 1 .1 , p rzy z a ł o ż e n i u , że b j e s t d o d a t n i e . Warto zauważyć, te 9 i (i mogą p r z y j ą ć dowolne w a r t o ś c i , jednakże J e ś l i 'Jeden z n ic h j e s t u- s t a l o n y , to i s t n i e j e t y l k o jedna ocena d rug ie g o paramotru. W s z c z e g ó l n o ś c i , j e ś l i jed en j e s t równy 0 , to d r u g i j e s t równy o c e n ie w s p ó łc z y n n ika kierunkowego z a le ż n o ś c i o d w ro tn e j:
g d z ie :
» Г • * % • > * • « * V , W - « <1“ ° )
r 2 = S 2 / S 2 S 2
pq • * P Q * P -к Q x
lub j e ś l i wiadomo, że jed e n j e s t n ie s k o ń c z o n y , to ocena d rug ie g o
j e s t oceną b uzyskaną MNK.
Użyteczność o g ra n ic z e ń w p o s t a c i n ie r ó w n o ś c i widać ja s n o z r y s . 1 .1 . J e ś l i równanie p ie rw s z e z układu ( 1 . 2 6 ) tra k t o w a ć ja k o krzywą pop ytu, (3 < 0 , to t y l k o część h i p e r b o l i na lewo od o s i 8 j e s t i s t o t n a . Ja k wynika z rysu nku , ocena w s p ó łc z y n n ik a kierunkowego po
daży ® wyznaczona MNW musi l e ż e ć między bMNK i br
0 < b < â < br
Wiedząc, że w s p ó łc z y n n ik kierunkowy k rz y w e j podaży j e s t d o d a t n i , 6 > O , mamy o g r a n ic z e n ie d la (3 :
fâ < b lub (3 > br
Ł ą c z n ie ob ie n ie r ó w n o ś c i (3 < 0 i 9 > 0 , przy dodatnim b > 0 da j ą n i e r ó w n o ś c i:
- сю < (§ < 0 i 0 < b < в <■ bf ( 1 . 4 1 )
Rys. 1.1 . H ip e r b o la ocen (3 i S J e ś l i n a to m ia s t b < 0, to powyższe n ie r ó w n o ś c i p r z y b i e r a j ą po s t a ć : b < |§ < b < 0, 0 < ê ( 1 . 4 2 ) r . . . ' ■ . • •• . V :
Reasumując dotychczasowe rozw ażania d o ty c z ą c e szacowania pa
rametrów (3 i 6 dochodzimy do wniosku, że j e ś l i r e g r e s j a Q w zglę dem P d a je d o d a tn i w sp ółcz ynn ik b, to j e s t to p r z y b l i ż o n e oszacowa n ie k rz y w e j podaży i dane n i e d o s t a r c z a j ą i s t o t n e j i n f o r m a c j i o
k rz y w e j popytu. J e ś l i e sty m a to r j e s t ujemny* to może być traktow any
ja k o p r z y b liż o n a ocena w sp ółcz ynn ika kierunkowego popytu i uważa
s i ę , że próba n i e z a w ie ra i s t o t n e j i n f o r m a c j i o k rz y w e j podaży. Przy ogólnych z a ło ż e n ia c h e sty m a to ry MNW są zgodne i również o g ra n ic z ę - n ia d la poszukiwanych parametrów ß i 6 są zgodne .
Ponieważ param etry ( $ , 0 ) z n a jd u ją s i ę na h ip e r b o li (rys. 1.1), wyznaczonej metodą n a jm n ie js z y c h kwadratów, to również w s p ó łc z y n n i k i s t o j ą c e przy zmiennej X można o b l i c z y ć w y k o rz y s t u ją c form ułę ( 1 . 3 4 ) .
D z ię k i t a k i e j i n t e r p r e t a c j i równania ( 1 . 3 4 ) można pokazać, że j e ś l i $ j e s t oszacowaniem ustalonym na poziomie w a r t o ś c i u z y sk a
nych metodą n a jm n ie js z y c h kwadratów, wtedy o^ j e s t również równe
w a r t o ś c i u zysk anej MNK,oraz j e ś l i (3 j e s t estymatorem w sp ółczynn ika r e g r e s j i o d w ro tn e j, to również S 1 pochodzi z r e g r e s j i o d w ro tn e j. 0 -
szacowania MNK * przy danym (3 p ow sta ją z równania r e g r e s j i
- (3 P t względem X^:
« i ■ s ; 2 t s „ i»s «pi * " ,
-co j e s t w ł a ś n ie równaniom ( 1 . 3 4 ) . Es ty m a to r r e g r e s j i od w rotnej
wyznaczamy n a j p ie r w poprzez szacowanie równania r e g r e s j i odw rotnej
P t = ^®t " a o “ a l Xt ' e t ^ ^ * d a l e j a 1 będzie w sp ółczynnikiem przy X podzielonym przez w s p ó łc z y n n U s t o j ą c y przy 0. Z n a ją c (3, e- s ty m a to r ten będzie wyznaczony z r e g r e s j i P t - (3_ 1Ut względem X,.:
â l ■ - l>s ; 2 t S xp - И ' Ч , } • a q - f“ p ( 1 . 4 . ) co również j e s t równaniem ( 1 . 3 4 ) .
N a s tę p n ie w yk o rz ysta s i ę znajomość w a r t o ś c i d j i do e s t y m a c ji (3 i 8 . T r a d y c y jn ą r e s t r y k c j ą i d e n t y f i k o w a l n o ś c i j e s t t o , aby w sp ółcz ynn ik s t o j ą c y p rzy zmiennej e g z o g e n ic z n e j b y ł równy ze ro w jednym z równań. J e ś l i J e s t równe z e r o , to ( 1 . 3 4 ) wyzna cza e sty m a to r (3 :
^ * V dp = bi v C l . 4 5 )
6
Łatwo to można wykazać w y k o r z y s t u ją c f a k t , że b i b są zgod nymi estym atoram i odpowiednich momentów p o p u l a c j i . P o r . f e a t e t , op. c i t . , s . 321.
P r z e d z i a ł y d la parametrów (3 i â uzyskane metodą n a j w i ę k s z e j w ia ryg p d n ości ß < 0 , 0 > 0 , c*1 > 0 , ï j > 0 t ~ - r - , E stym ato ry Z a ło ż e n ia A P r z e d z i a ł y d la (3 P r z e d z i a ł y d la 0Ą ' b
ЬР bIV minimum maximum minimum maximum
♦ ♦ ♦ br < b iv -00 0 b br + ♦ + b < b I V < b r - 00 bH b b IV ♦ ♦ + b IV <b • n i e ma r o z w ią z a n ia • • ♦ • n i e ma r o z w ią z a n ia • • •f - - bIV 0 bH ' br - ♦ br bH 0 bIV - 4* • n i e ma r o z w ią z a n ia • • • ♦ b < b IV n i e ma r o z w ią z a n ia ■ • - - br< b IV <b bIV b bH 00 -i ’ - b I V b br b 0 oo 2 г ó d ł o: P o r . E. E . L e a m e r , I s i t a Demand Curve or i s i t a Supply Curve. - P a r t i a l I d e n t i f i c a t i o n through Inegua- l i t y C o n s t r a i n s , "The Review • of ‘ Economics and S t a t i s t i c s " Aûgust 1981, v o l . L X I I I ; ta b . 1 . 5 , ! e. 323, g d z ie : b j y « op , d - w s p ó łc z y n n ik i s t o j ą c e przy zmiennej eg zo g en iczn e j modelu ( X ) w równaniach r e g r e s j i Qt i P t względem X . , b - w sp ółczynn ik tzw, r e g r e s j i o d w ro tn e j, a więc r e g r e s j i cen względem w i e l k o ś c i z r e a l i z o
wanej (Qt ) oraz zmiennej e g zo g en iczn ej modelu, wyznaczony na pod
s t a w i e form uły ( 1 . 4 0 ) , bH - w sp ółczynn ik wyznaczony na p od staw ie form uły ( i . 4 6 ).
Drugie równanie wyznacza 0 przy danym b j V i w y k o rz y s ta n iu h i p e r b o l i ( 1 . 3 9 ) :
® ' hH hp q x + ( r pq-x _1) S q 1 Sp .x <bIV " bpq-x} (1 . 4 6 ) K o r z y s t a j ą c z powyższych z a le ż n o ś c i i z a k ł a d a j ą c , Ze 0>O, p< 0
oraz O j > 0 , > °» mo^na skonstruować p r z e d z i a ł y estymatorów
MNW parametrów (3 i 0 . Z b ió r możliwych rozwiązań zawarto w tabl,
1.1. Brak ro z w ią z a n ia oznacza, że momenty z próby n i e s p e ł n i a j ą wymaganych zało żeń co do w a r t o ś c i (3 i 0 .
1 . 2 . 2 . Empiryczna w e r y f i k a c j a modelu s p r zedaży na p r z y k ł a d z i e wybranych ryn ków żywnościowych
W t e j c z ę ś c i opracowania wykorzystano i zweryfikowano zap rezen towaną w poprzednim punkcie s p e c y f i k a c j ę modelu na podstaw ie danych s t a t y s t y k i rynkowej z l a t 1960-1982. Ekonometryczną a n a l i z ę popy
towych i podażowych r e l a c j i na k i l k u wybranych rynkach cząstkowych
przeprowadzono na p odstaw ie sprzedaży d e t a l i c z n e j w uspołecznionym
handlu rynkowym, w yraż on ej w cenach s t a ł y c h z roku 1977. Obrotyde-
t a l i c z n e o b ja ś n io n o za pomocą r e l a c j i cen d e t a l i c z n y c h (w skaźnik
dynamiki cen, 1977 * 1 ,0 0 ) oraz opóźnionej o jed en okres sprzedaży
w d e t a l u również w cenach e t a ł y c h . Znak s t o j ą c y przy zmiennej ceno
wej w równaniu popytu bę d zie o c z y w i ś c i e ujemny, w równaniu podaży
d o d a t n i . Zakłada s i ę ponadto, że zmienna egzogeniczna opóźniona,
o d z w i e r c i e d l a j ą c a w Ja k im ś s to p n iu p r z y z w y c z a je n i a konsumentów, ma wpływ d o d a tn i na p o p y t, z k o l e i w i e l k o ś ć o fe ro w an e j podaży z okresu poprzedniego może s ta n o w ić p r z e s ł a n k ę k s z t a ł t o w a n i a s i ę dostaw, a w ię c i sprzedaży w danym roku. E f e k t t e j o r i e n t a c j i handlu J e s t również d o d a t n i .
O g r a n ic z e n ia d o ty c z ą c e l i c z b y zmiennych oraz sposobu o k r e ś l e n i a r e l a c j i popytowo-podażowych, głó w nie o g r a n i c z e n i e w y n ik a ją c e z z a ło ż e n i a o k o n ie c z n o ś c i wprowadzenia t a k i c h samych zmiennych obja-.
9
W y k o r z y s tu ją c równanie ( 1 . 2 6 ) znak ot. i wyznacza
kwa-d r a t ( b I V , bI V ) , w którym z n a jd u je s i ę ( (3 t 0 ) ! J e ś l i d, > 0 i К i > 0, to dq - pdp > 0 i dq - 0 d > 0. Te o g r a n i c z e n i a wy z n a c z a ją z b i ó r estym atorów , wiedząc że ( £ < 0 , 0 > O .
ś n i a j ą c y c h w równaniach popytu i podaży, prowadzą do pewnych t r u d n o ś c i , p r z e j a w i a j ą c y c h s i ę w n io zawsze d o s t a t e c z n i e w y s o k ie j w ar t o ś c i w sp ółcz ynn ik a d e t e r m i n a c j i czy też zapewnieniu odpowiedniego poziomu w spółczynnika s to ją c e g o np. przy zmiennej o p ó ź n io n e j. W t a b e l i 1 . 1 . umieszczono oszacowania parametrów r e g r e s j i sprzedaży de t a l i c z n e j względem cen i sprzedaży opó źn ion ej o jeden o k re s .
T a b e l a 1 . 1 .
Es ty m a to ry parametrów r e g r e s j i sprzedaży d e t a l i c z n e j względem cen i sprzedaży opóźnionej o 1 okres
(p o s t a ć s t r u k t u r a l n a ) Rodzaj rynku Oszacowania w a r t o ś c i parametrów ' przy zmiënnych r 2 0-W cena d e t a l i c z n a (1977 * 1.00) l i c z n a (min z ł )"sprzedaż d e t a N a b i a ł , j a j a ’ -10 333 ( 3 2 , 6 ) * 1,136 (7 4 ,6 3 ) 0,997 1 , 8 В 5 Mięso i prze tw o ry -3 744 ( 3 , 0 2 ) 0,’985 ( 2 1 , 0 ) 0,961 1,316 Ryby i przetw o ry -946 ( 6 , 0 5 ) 1,015 ( 1 2 , 8 8 ) 0,944 2,310 Tłuszcz e -337 ( 1 , 7 9 ) 0,928 (2 0 ,5 4 ) 0,957 1,577 Z ie m n ia k i -143 ( 1 , 6 6 ) 0,919 ( 9 , 6 6 ) 0,832 2,032 ♦ W nawiasach podano w a r t o ś c i s t a t y s t y k i t - S tu d e n ta .
Ź r ó d ł o : O b l i c z e n i a własne na podstaw ie danych s t a t y s t y k i
rynkowej z l a t 1960-1982.
Zaprezentowane w y n ik i w skazu ją, że dobór zmiennych w modelu
sprzedaży n i e j e s t n a jg o rs z y ze względu na dość wysoką wartość współ-o
c z yn n ik a d e t e r m i n a c j i (R ) , i s t o t n e oszacowania parametrów oraz znaczny poziom w sp ółcz ynn ik a D u rb ina-W atson a. I n t e r e s u j ą c a nas z punktu w id z en ia c e l u p rac y ocena w sp ółcz ynn ik a krańcow ej r e a k c j i popytu na zmiany ceny ma z n a k .u je m n y , co św iadczy o r e a l i z o w a n i u s i ę na ogół popytu na tych ryn kach . P r z y j ę c i e jednak t e j w a r t o ś c i ja k o "k ra ń c o w e j cenowej e l a s t y c z n o ś c i p opytu" b yłoby niedoszacow a niem poziomu t e j e l a s t y c z n o ś c i ze względu na brak zgodności ocen u- zyskanych MNK.
Ze względu na k o nie cz no ść d a ls z y c h o b l i c z e ń zmiennych d la u zy s k a n i a zgodnych p r z e d z ia łó w d la współczynników j3 i 0 , o k r e ś l a j ą
cych r e a k c j ę popytu i podaży na zmiany c e n y , dokonano oszacowań r e g r e s j i o d w ro tn e j, a w ięc cen względem sprzedaży b i e ż ą c e j i opóźnio n e j o jed en rok ( t a b . 1 . 2 ) .
1 a, b e 1 a 1 . 2 Es ty m a to ry parametrów r e g r e s j i odw rotnej
(ce n względem sprzedaży b i e ż ą c e j i op ó źn ion ej o 1 r o k )
Rodzaj rynku Oszacowania w a r t o ś c i parametrów przy zmiennych sprzedaż d e t a l i c z n a b ie ż ą c a (min z ł ) sprzedaż d e t a l i c z n a opóź niona o 1 rok (min z ł ) R2 D-W N a b i a ł i j a j a -0,0011 (3 8 ,3 2 ) -0,0009 ( 3 2 , 6 ) 0,987 2,037 Mięso i p r z e twory -Q ,00086 ( 3 , 0 2 ) 0,0009 ( 3 , 4 0 ) 0,406 1,757 Ryby i p r z e twory -0,00075 ( 6 , 8 6 ) 0,0081 ( 7 , 6 6 ) 0,756 2,126 Tłuszcz e -0,0043 ( 1 , 7 9 ) 0,0043 ( 1 , 0 9 ) 0,161 1,129 Z ie m n ia k i -0,0088 ( 1 , 6 6 ) 0 , 0 0 1 1 ( 2 , 0 4 ) 0,186 0 , 8 6 8 Ź r ó d ł o : Лак w t a b . 1 . 1 .
R e g r e s ja ta ma zn a czn ie gorsze o sz aco w a nia , gdyż ko n ie cz n e by ł o p o m in ię c ie szeregu podstawowych czynników k s z t a ł t u j ą c y c h re n y (wymóg f o r m a l n y ) .
Zgodnie z form ułą ( 1 . 2 2 ) ko niecz ne są j e s z c z e dodatkowe o b l i c z e n ia związane z e sty m a c ją parametrów r e g r e s j i cen i sprzedaży względem zmiennej e g z o g e n ic z n e j modelu, to j e s t sprzedaży d e t a l i c z n e j opó źn ion ej o jed e n o k r e s . W y n ik i e s t y m a c j i p o s t a c i zredukowanej
(dp i dq ) zaprezentowane z o s t a ł y w t a b , 1.3 . W y n ik i te świadczą o m a łe j " d o b r o c i " p o s t a c i zredukowanej modelu, d la t e g o n ie będą i n te rp re to w a n e ekonom icznie. W a r to ś c i współczynników l i n i o w e j z a l e ż n o ś c i cen od zmiennej e g z o g e n ic z n e j modelu ( d p ) oraz z a le ż n o ś c i sprzedaży d e t a l i c z n e j od t e j samej zmiennej ( d q ) są d o d a tn ie i na ogół i s t o t n e . W e f e k c i e ujemna w a rto ś ć b ( t a b . 1 . 1 ) d o d a tn ia d o- raz d o d a tn ia b j V = dq/dp ( t a b . 1 . 3 ) św iad czą o tym, że d olną g r a
n ic ą krańcowej r e a k c j i popytu na zmiany cen j e s t w artość t>r , zaś górną bH. Ola w sp ółcz ynn ika e l a s t y c z n o ś c i cenowej podaży g r a n ic e te są o k re ś lo n e poprzez 0 i b j y .
T a b e l a 1.3.
Estym a to ry parametrów r e g r e s j i cen oraz r e g r e s j i sprzedaży względem zmiennej eg zo g en iczn ej modelu, to j e s t sprzedaży d e t a l i c z n e j opóźnionej o jed e n o k re s (p o s t a ć zredukowana)
1
Rodzaj rynku
Oszacowania w a r t o ś c i parametrów przy zmiennej eg zo g en iczn e j modelu w równaniach
sprzedaży d e t a l i c z n e j b i e ż ą c e j cen d e t a l i c z n y c h , N a b ia ł i j a j a 0,8732 ( 9 , 2 0 ) 0,00025 ( 2 , 8 0 ) R2 = 0,809 0-W = 1,030 R2 = 0,281 0-W = 1,183 Mięso i 0,9854 (1 7 ,9 7 ) 0,00013 ( 1 , 6 6 ) p rzetw o ry R2 = 0,942 D-W = 0,576 R2 = 0,122 D-W * 1,017 Ryby i 0,8638 ( 9 , 0 9 ) 0,0016 ( 1 , 8 9 ) p rzetw o ry R2 = 0,305 0-W ■= 1,154 R2 = 0,151 D-W = 0,109 Tłuszcze 0,9172 (1 9 ,4 4 ) 0,0033 ( 0 , 6 2 ) R2 = 0,950 D-W = 1,369 R2 = 0,019 D-W = 0,921 Zi.emniaki 0,8786 ( 9 , 1 7 ) 0,0028 ( 1 , 2 1 ) R2 = 0,808 D-W * 1,583 R2 = 0,069 D-W = 0,418 Ź r ó d ł o : Ja k w tab. 1 . 1 .
Na podstaw ie oszacowań parametrów r e g r e s j i p r o s t e j (b ) , re- g r e s j i odw rotnej ( b r ) , p o s t a c i zredukowanej modelu ( d p , d ^ ) , c z ą stkowych w a r i a n c j i ( S 2 i S 2 ) oraz w sp ółcz ynn ik a d e t e r m i n a c j i
- 4 * * P ' *
c z ą s tk o w e j r pq. x wyznaczono p r z e d z i a ł y lic z b o w e d la nieznanych w a r t o ś c i (3 i 0 .
Oszacowania z aw arte w ta b . 1.4 dowodzą, że n i e na w s z y s tk ic h badanych rynkach otrzymano podobne p r z e d z i a ł y lic z b o w e d l a k r a ń c o wej cenowej e l a s t y c z n o ś c i popytu oraz podaży. Zdecydowanie le p s z e w i e l k o ś c i obserwujemy d l a w sp ółcz ynn ik a (3. P r z e d z i a ł y o m a łej roz^ p i ę t o ś c i , j a k i e uzyskano n p . d la n a b i a ł u i j a j czy też ryb i p r z e tworów, świadczą o d u że j p r z y d a tn o ś c i t e j metody szacowania w sp ół
czynników e l a s t y c z n o ś c i cenowej popytu. Znacznie gorsze r e z u l t a t y uzyskano d la e l a s t y c z n o ś c i cenowej podaży, zwłaszcza d la mięsa i podrobów, n a b i a ł u i j a j oraz tłu s z c z ó w , gdzie •wyznaczone p r z e d z i a ł y lic z b o w e są p r a k t y c z n i e z u p e łn ie n ie p r z y d a t n e .
T a b e l a 1. 4
O g ra n ic z e n ia d la krańcowej r e a k c j i popytu oraz podaży na zmiany ceny d e t a l i c z n e j
Rodzaj rynku G ra n ic a d la (3 G ra n ic a
% d la в
dolna górna dolna górna
N a b ia ł i j a j a -10 501 -10 459 0 3 428 Z ie m n ia k i -1 147 -462 0 305 Mięso i p rz e tw o ry -11 044 - 6 373 0 7 140 Ryby i przetw ory -1 327 - 1 189 0 540 Tłuszcze -2 762 -558 0 2 779 Ź r ó d ł o : J a k w t a b . 1 . 2 .
Param etry s t o j ą c e przy zmiennej cenowej w równaniu popytu znaj
du ją s i ę w p r z e d z i a l e określonym przez e sty m a to ry uzyskane metodą n a jm n ie js z y c h kwadratów r e g r e s j i ( p r o s t e j oraz o d w r o t n e j) sprzedaży względem cen oraz zmiennej e g z o g e n ic z n e j modelu, c z y l i obrotów han d lu d e t a l i c z n e g o opóźnionych o jed en o k re s .
R e a k c ja popytu na zmiany cen d e t a l i c z n y c h j e s t zn a czn ie wyższa a n i ż e l i r e a k c j a podaży. Najwyższe w a r t o ś c i krańcow ej e l a s t y c z n o ś c i
cenowej popytu zaobserwowano na rynku mięsa i jeg o przetworów oraz
n a b i a ł u i j a j , n a j n i ż s z e - na rynku r y b , i c h przetworów oraz ziem niaków. Na p o d k r e ś le n ie z a s łu g u j e f a k t , że a n a l i z ę przeprowadzono w y łą c z n ie na p odstaw ie obrotów handlu u sp o łe c z n io n e g o . N iec o inne r e l a c j e w y s t ą p ią na pewno na rynku ogółem, g d zie d l a niektórych dóbr n ie b a g a t e l n ą r o l ę w k s z t a ł t o w a n i u popytu i podaży odgrywa handel n ie u s p o łe c z n io n y oraz t a r g o w is k o .
Opracowanie z a w ie r a również b a r d z i e j ogólne s fo rm u ło w a n ia , in te r e s u j ą c y j e s t w niosek, że wbrew p r z y ję t y m opiniom n ie k o n ie c z n e j e s t
wyznaczanie r e g r e s j i sprzedaży względem cen oraz innych zmiennych popyto- lub podaźotwórczych i t r a k t o w a n ie wyestymowanej f u n k c j i j a ko k rzyw e j podaży alb o popytu w z a le ż n o ś c i od znaku parametru s t o ją c e g o przy zmiennej cenowej. Aby o k r e ś l i ć tę z a le ż n o ść , w y s ta rc z y t y l k o z a ł o ż y ć , że k o w a r ia n c ja j e s t równa zero między s k ła d n ik a m i lo s o w y m i * równaniach podaży -i popytu. Warunek 4frowariantji -równej ze ro ł ą c z n i e z o g ra n ic z e n ia m i nałożonymi na param etry s t o j ą c e przy zmiennej cenowej może s łu ż y ć do c z ę ś c io w e j i d e n t y f i k a c j i systemupo- daż - popyt-.
R o z d z i a ł 2
OCENA NIEDOBORU PODAŻY DÓBR KONSUMPCYJNYCH
2 .1 . Prognozy jak o podstawa
na dobra t rw a łe g o ui 2 . 1 . 1 . Uwagi wstępna
W gospodarce p lan ow ej znajomość pewnych mechanizmów k s z t a ł t o w a
n i a s i ę procesów ekonomicznych ma podstawowe zn aczen ie d la p r z e w i
dywania i o k r e ś l a n i a poziomów wybranych c h a r a k t e r y s t y k tyc h że p r o cesów w p r z y s z ł o ś c i .
Znajomość p rzeb ieg u pewnych z ja w is k ekonomicznych może mieć rów n ie ż duże zn aczen ie w tym s e n s i e , że pozwala d o s trz e g a ć możliwość w y s t ą p i e n i a n i e k o r z y s t n y c h z j a w i s k i s y t u a c j i w p r z y s z ł o ś c i , z punk
tu w id z e n ia gospodarczego lub sp ołecznego.
Przewidywaniom poziomu popytu konsumpcyjnego w p r z y s z ł o ś c i t o
w arzyszyć powinny p o s u n i ę c i a n a t u r y ekonomicznej i o r g a n i z a c y j n e j ,
związane z podjęciem dodatkowej p r o d u k c j i bądź j e j zm niejszeniem .
W y n ik a ją z tego dodatkowe k o s z ty nakładów In w e s t y c y j n y c h (bądź i n n yc h ) a lb o k o s z ty związane z magazynowaniem nadwyżek p r o d u k c j i da nego dobra w przypadku jeg o nad m iernej podaży. T ra fn e p rzew id yw anie poziomu popytu na dobra trw a łe g o użytku ma duże zn a c z e n ie d la z a chowania równowagi ryn k o w e j. Znajomość poziomu popytu i jeg o s t r u k t u r y pozw oli na zrównoważenie s i ł y nabywczej l u d n o ś c i . I s t n i e j e
możliwość wpływu na ogólną s t r u k t u r ę wydatków poprzez wprowadzenię
na rynek nowych bądź ulep szo nych przedmiotów t rw a łe g o użytku i za
c h ę c e n ie p o t e n c j a l n y c h konsumentów do zakupów nowych czy r e s t y t u - c y j n y c h .
Efek tw n ość prognozowania związana j e s t z istnienieir, spójnego s y
stemu prognozowania, k t ó r y ł ą c z ą c w s o b ie różne d z i e d z i n y d z i a ł a l n o ś c i g o s p o d a r c z e j, s p o ł e c z n e j i t p . , pozwala na w ła ś c iw e s p o j r z e n i e
w p r z y s z ł o ś ć , w e r y f i k a c j ę prognoz cząstkowych d otyczących p o d s y s te
mów czy nawet poszczególn ych w i e l k o ś c i ekonomicznych. Takie kom
pleksowe p o d e j ś c i e do przew idyw ania p r z y s z ł o ś c i pozwoli na p o d ję
c i e dodatkowych kroków związanych z prod ukcją pewnych dóbr oraz da
możliwość p r z e c i w d z i a ł a n i a ( s t e r o w a n i a ) zjawiskom niekorzystn ym ze społecznego punktu w id z e n ia .
Ja k stw ierd zo no wyżej, znajomość i możliwość przew idyw ania w i e l
k o ś c i popytu na tak dużą i mającą bardzo i s t o t n e zn aczen ie gospo
darcze grupę dóbr, ja k ą stan ow ią dobra trw a łe g o użytku, pozwoli na
"dodatkowe s p o j r z e n i e " w s e k t o r z a t r u d n i e n i a związany z p rodukcją tych dóbr, na ewentualne i n w e s t y c j e , m o d e rn iz a c ję , w ynalazczość itd. Innymi słowy, pow iązania z w r o t n e , j a k i e mają m ie js c e w tym z a k re s ie ,
pozwolą na wzajemną w e r y f i k a c j ę prognoz cząstkow ych, a co za tym
i d z i e , prognozy te s ta n o w ić mogą in fo r m a c ję w ejściow ą d la c a łe g o systemu gospodarczego.
2 . 1 . 2 . M o ż liw o ś c i zastosowań modeli popytu w warunkach P o l s k i
Poważnym problemem z ekonometrycznego punktu w id z e n ia j e s t bu
dowa bądź wybór któ re g o ś z i s t n i e j ą c y c h modeli ja k o in stru m en tu po mocnego w o p i s i e badanego z ja w is k a ekonomicznego, a w n a s t ę p s t w ie -
na jeg o p odstaw ie wyznaczenia prognoz popytu w p r z y s z ł y c h okresach
d la poszczególnych dóbr trw a łe g o u ży tk u . Z asad n icze tru d n o ś c i wy s t ę p u j ą c e w t e j p rob lem atyce dotyczą na ogół m a t e r i a ł u em p iryczn e go ja k o podstawy do budowy i w e r y f i k a c j i modelu ekonometrycznego.
Znane w l i t e r a t u r z e modele przyczynowo-skutkowe z a w i e r a ją pew ne param etry (np. stopa z u ż y c i a ) lub zmienne, k t ó r y c h w i e l k o ś c i w
p oszczególnych okresach są trudne do poprawnego o k r e ś l e n i a . Wynika
to z braku odpowiednich i n f o r m a c j i s t a t y s t y c z n y c h . U zysk a nie tych
i n f o r m a c j i związane j e s t z przeprowadzeniem badania ankietow ego,
k t ó r e i tak n i e rozw iąż e c a ł k o w i c i e problemu, ja k o że t a k i e w ie lk o - ś c i t j a k stopa z u ż y c ia czy w i e l k o ś ć zasobów, u l e g a j ą zmianom. w c z a s i e pod wpływem c a łe g o szeregu czynników nań o d d z ia łu ją c y c h . Stąd też za s to s o w a n ie t a k i c h modeli w warunkach p o l s k i c h n i e p r z y n i o s ł o za d o w a la ją c y c h r e z u l t a t ó w * 6 . Orugim problemem związanym z
wykorzy-P o r . : M. O p a r a , Ekonometryczne a n a l i z a popytu na wy
braną grupę r a d i o o d b i o r n ik ó w , " P r z e g l ą d S t a t y s t y c z n y " 1966; E . P o- r a z i ń s к a, W ła s n o ś c i typowych f u n k c j i stosowanych w badaniach e k o n o m e tr y c z n y c h ,"Z e s z y ty Naukowe UŁ*1973, S. I I I , nr 19.
