تحلیل سیستماتیک اثر تغییرات مخارج واقعی خانوار‌های شهری بر سهم خودرو سواری نو در سبد مصرفی خانوار

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار دانشگاه آزاداسلامی واحد فیروزکوه

2 کارشناس ارشد اقتصاد

3 کارشناس ارشد علوم اقتصادی

چکیده

در این مقاله با به کارگیری سیستم تقاضای تقریباً ایده‌ال، تاثیر متغیر‌های موثر بر سهم خودروسواری نو در سبد مصرفی‌خانوار‌های شهری در دوره زمانی 1386-1370 مورد بررسی و تجزیه وتحلیل قرار گرفته است. نتایج حاصل ازبرآورد به روش رگرسیون‌های به ظاهر نامرتبط نشان می‌دهد که تغییر مخارج واقعی خانوار، بعد خانوار وتغییرات قیمتی سایر کالا‌ها این سهم را تحت تاثیر قرار داده است. بررسی نتایج حاصل از برآورد کشش مخارجی وکشش قیمتی خودی خودرو به ترتیب نشان دهنده لوکس بودن و با کشش بودن خودرو در اقتصاد ایران می‌باشد. همچنین نتایج برآورد کشش‌های قیمتی متقاطع خودرو با سایر گروه‌ها نشان می‌دهد که خودرو کالایی جانشین با سه گروه (خوراک، غیر خوراک، مسکن) می‌باشد بدین مفهوم که افزایش قیمت خودرو سبب افزایش سهم هر سه گروه در سبد هزینه ای خانوارمی‌ شود.

کلیدواژه‌ها


1. مقدمه

سیستم تقاضای تقریباً ایده ال برای اولین بار درسال1980 معرفی و برای بررسی رفتار مصرف کنندگان در انگلستان به کار گرفته شد.این مطالعه،پایه تمامی مطالعات دهه 1980 به بعد قرار گرفت.در بررسی رفتار مصرف‌کننده تئوری تقاضا بر پایه حداکثر نمودن مطلوبیت با توجه به محدودیت بودجه استوار است که در نتیجه آن مقادیر تقاضا برای کالاهاو خدمات در سطح درآمد و قیمت‌های معین مشخص می‌شود که از طریق آن می‌توان نحوه عکس‌العمل افراد را در قبال تغییر قیمت‌ها و یا درآمدرا مورد بررسی قرارداد.از آنجایی که تابع تقاضا و کشش‌های درآمدی و قیمتی حاصله مورد توجه تولیدکنندگان جهت برنامه‌ریزی و تعیین میزان تولید و فروش و دست‌اندرکاران جهت اتخاذ سیاست‌های مناسب می‌باشد و از سوی دیگر بخش صنعت در میان بخش‌های مختلف اقتصادی دارای سهم عمده‌ای از تولید ناخالص داخلی می‌باشد.در بخش صنعت نیز صنایع خودروسازی از اهمیت ویژه‌ای برخوردارند، لذا بررسی تابع تقاضای خودرو در متون علمی دارای جایگاه ویژه ای می‌باشد.اثرات اقتصادی افزایش تقاضای خودرو علاوه برایجاد اشتغال وارزش افزوده در صنعت خودروبه طور مستقیم و غیر مستقیم، بسیاری از صنایع بالا دستی وپایین دستی آن را در بر می‌گیرد.از این رو این صنعت را صنعت صنعت‌ها نامیده‌اند.(پیتر دراکر،1946) منافع این صنعت نه تنها نصیب فعالان تولید خودرو می‌شودبلکه طیف بسیار وسیعی از بخش‌های اقتصادی را در بر می‌گیرد.ایجاد اشتغال درصنایع تولید شیشه، رنگ، فولاد،...به عنوان فعالیت‌های بالا دستی وایجاد اشتغال دربخش‌های خدماتی مانند فروش لوازم یدکی،بنگاه‌های خریدوفروش فولاد،....نمونه وابستگی بخش‌های مختلف اقتصادی به صنعت ساخت خودرو می‌باشد. (موسسه تحقیقاتی تدبیر اقتصاد،1382) ازطریق رشد و توسعه تولید خودرو،این بخش‌ها تغذیه شده وموجب تقویت بخش صنعت واز طریق آن کل اقتصاد می‌شود.بااین گستردگی ارتباط که صنعت خودرو با سایر صنایع، برقرار می‌کند، بر اهمیت استراتژیک صنعت خودرو می‌افزایدورشدصنایع پشتیبان آن را نیز درپی خواهد داشت.صنعت خورو سازی در ایران به عنوان شاخصی از مجموعه صنایع نه تنها مبین توان تاثیرگذاری وبه تحرک درآوردن سایر صنایع وبخش‌های اقتصادی است،بلکه نشان دهنده توسعه یافتگی صنعتی کشور نیز محسوب می‌شود.ارائه راهکاری عملی مبتنی بر تحقیقات در این صنعت می‌تواند آثار مثبتی بر صنعت کشورودر نهایت براقتصاد ملی داشته باشد.در اقتصاد ایران بیش از چهل فعالیت دربالادست(در تامین نهاده‌های صنعت خودرو)وشصت وشش فعالیت در پایین دست(در خرید ستاده‌های این صنعت)حضور دارند (مردوخی،1380).در این میان موضوع مهمی که در مورد بازار خودرو دراقتصاد ایران باید مد نظر قرار گیرد نخست تقاضای وسیع ارضاء نشده (با توجه به روند رشد جمعیت) و دوم قدرت خرید پایین مردم است. هر استراتژی خودروسازی در ساخت محصولات جدید در ایران باید معطوف به این دو موضوع باشد.

به طور کلی سهم هزینه هر کالای مصرفی در بودجه خانوار،معرف میزان اهمیتی است که خانوار برای آن کالا در سبد ترکیب کالا‌های مصرفی خود قایل است.از این رو می‌توان با بررسی سهم هزینه خودروسواری نو درسبد هزینه ای خانوار شهری به میزان اهمیت این کالا در میان خانوارهای شهری پی برد.بنابراین هدف اصلی این مقاله علاوه برمحاسبه شاخص‌های اقتصادی همانند کشش‌های قیمتی(خودی-غیر خودی)، مخارجی، بررسی عوامل موثر بر سهم هزینه خرید خودرو سواری نو در سبد هزینه ای خانوار شهری به تفکیک دهک‌های هزینه ای می‌باشد.به عبارت دیگر در این مقاله می‌خواهیم با استفاده از کامل ترین مدل سیستمی تقاضا - سیستم تقاضای تقریباً ایده آل - به بررسی و تحلیل رفتار مصرفی خانوار شهری در طی یک دوره شانزده ساله (1386-1370) بپردازیم.بنابراین از مدلی استفاده خواهیم کرد که بر خلاف مدل‌های قبلی سیستم توابع تقاضا،از تابع مطلوبیت خاصی استخراج نمی‌شودو مبنای آن یک تابع هزینه است. این تابع بیانگر حداقل مخارج لازم برای دستیابی به سطح مطلوبیت خاصی در شرایط وجود قیمت‌های معین است.در این راستااین مقاله در پنج بخش تنظیم شده است. بخش دوم به ادبیات نظری وتجربی، بخش سوم به تصریح مدل وتشریح متغیرهابرای آزمون فرضیه‌های "سهم هزینه خودرو سواری نو در سبد هزینه ای خانوار شهری در دوره (1386-1370)متاثر از تغییرات مخارج واقعی مصرف کننده وتغییرات قیمتی سایر کالا‌ها بوده است. و خودرو سواری نو در ایران یک کالای لوکس و با کشش محسوب می‌شود."اختصاص یافته است.همچنین دربخش چهارم برآورد مدل ودربخش پنجم نتایج حاصله تشریح گردیده است.

برای آزمون فرضیه‌ها از اطلاعات مربوط به هزینه‌های خانوار شهری و خصوصیات اقتصادی‌ـ اجتماعی خانوار (متغیرهای دموگرافیک[1])، مرکز آمار واطلاعات مربوط به شاخص‌های قیمتی مربوط به هریک از گروه کالاهای بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استفاده شده است.

2. ادبیات موضوع

به لحاظ روش شناسی، اساساً دو نگرش برای برآورد پارامترهای معادلات تقاضا وجود دارد. یک نگرش این است که یک تابع تقاضای تک معادله ای بدون نیاز به نظریه‌های اقتصادی تصریح و برآورد شود. این روش،روشی ساده و متداولی است که وجود برخی از محدودیت‌ها از جمله محدودیت جدی آماری آن را توجیه پذیر می‌نماید؛ اما این روش با ایرادات اساسی رو به روست. در این روش انتخاب فرم تابعی معادلات تقاضا و متغیرهای موجود، قراردادی و فاقد توجیه نظری است.در تابع به کار گرفته شده، کشش تمام متغیرها برونزا فرض می‌شود.در این روش قید بودجه در برآورد معادلات تقاضا لحاظ نمی‌شود، لذا پارامترهای برآورد شده قیودی را که براساس نظریه تقاضا برآنان تحمیل می‌شود برآورده نمی‌سازند.

نگرش دیگری که در برآورد پارامترهای معادلات تقاضا متداول است، استفاده از نظریه تقاضا در تعیین فرم معادلات و انتخاب متغیرهاست. در این روش ابتدا شکل معادلات تقاضا از الگوهای ریاضی رفتار مصرف کننده استخراج می‌شود و سپس قیودی بر پارامترهای موجود تحمیل می‌گردد و از این طریق پارامترهای مستقل برآورد می‌شود و میزان داده‌های آماری مورد نیاز کاهش می‌یابد. سیستم مخارج خطی، سیستم تقاضای تقریباً ایده آل و سیستم تقریباً ایده آل تعمیم یافته مثال‌هایی از برآورد پارامترهای معادلات تقاضا در نگرش اخیرند که در متون مربوطه بیشتر به چشم می‌خورند (مجاور حسینی، 1386).

در این مطالعه برای برآورد کشش‌های درآمدی و قیمتی، از سیستم تقاضای تقریباً ایده آل[2] استفاده شده است. این روش به دلیل هماهنگی با نظریه اقتصادی تقاضا و داشتن انعطاف پذیری در ارایه کشش‌های متقاطع، مورد توجه روز افزون محققان قرار گرفته است. این روش را نخستین بار دیتون و مولباور[3] در سال 1980 با افزدون متغیرهای قیمت بر مدل اولیه ورکینگ[4] و لیسر[5] ارایه کردند. این الگو مزایای قابل ملاحظه ای نسبت به الگوهای رتردام تیل و الگوی متعالی (ترانسندنتال) کریستنسن و همکاران دارد و تعمیم قابل ملاحظه ای از آنها است. الگوی پیشنهادی دیتون و مولبایر (1980)، با عنوان الگوی AIDS ایستا شناخته شده و سپس، تعدیلاتی در آن صورت گرفته است که با عنوان الگوی AIDS پویا، تلفیقی[6] (جمعی) و معکوس نامیده شده‌اند. (صمدی، 1383).الگوی AIDS ایستا از تابع مخارج خاصی استخراج می‌شود و براساس قضیه لم شفارد[7] و انجام عملیات جبری می‌توان معادله سهم بودجه ای هیکسی [8] و از آن طریق، معادله سهم بودجه ای مارشالی [9] را استخراج کرد. سهم بودجه ای مارشالی کالای i ام به صورت زیر بوده و به الگوی AIDS ایستا (SAIDS) معروف شده است:

(1)                                                            

که در آن، سهم بودجه ای کالای i ام،  قیمت کالای J ام، x کل مخارج خانوار و p شاخص قیمت کل ترانزلوگ بوده و به صورت زیر تعریف می‌شود:

(2)                          

شاخص قیمت (2) سیستم معادلات (1) را به سیستم معادلات غیر خطی تبدیل می‌کند و به ندرت در مطالعات تجربی استفاده شده است (Buse, 1994). در مطالعات تجربی عمدتاً از تقریب خطی الگوی AIDS [10] (LA/ADS) استفاده می‌شود.

خطی کردن الگوی AIDS با جایگزین کردن شاخص‌های قیمت به جای شاخص قیمت حقیقی (p)، الگوی LA/AIDS را به شکل زیر ایجاد می‌کند:

(3)                                                     

در این الگو، شاخص قیمت  به صورت برون زا فرض می‌شود، در حالی که در الگوی AIDS به صورت درون زا تعیین می‌شود. شاخص‌های متعددی برای خطی کردن الگوی AIDS پیشنهاد شده است که می‌توان به شاخص قیمت استون، شاخص قیمت پاشه، شاخص قیمت لاسپیرس[11] و شاخص قیمت تورن کوئیست[12] اشاره کرد.

با توجه به این که نمی‌توان تفسیرهای مستقیمی از پارامترهای تخمینی الگوی AIDS ارایه داد، بدین منظور کشش‌های مختلف محاسبه و تفسیر می‌شوند. فرمول‌های متعددی برای محاسبه کشش‌های قیمتی (جبرانی و جبران نشده) و مخارجی ارایه شده است.در این مطالعه فرمول‌های مناسب برای محاسبه کشش‌های قیمتی جبران نشده و جبرانی براساس مطالعه بیوزی (1994) می‌باشد.

از مطالعات تجربی صورت گرفته درزمینه برآورد تابع تقاضا وکشش‌های درآمدی، قیمتی ومتقاطع می‌توان به مطالعات زیر اشاره نمود.

 موکا، تکین و زکس (2000) با استفاده از مدل گروسمن و بهره گیری از آمار اطلاعات هزینه ای، به بررسی تابع تقاضای خدمات درمانی در مناطق شهری چین پرداختند. نتایج این مطالعه نشان می‌دهد که مراقبت‌های درمانی با کشش درآمدی درمحدوده28/0 الی32/0، کالایی ضروری می‌باشد. همچنین کشش قیمتی مراقبت‌های درمانی در حدود66/0الی 88/0 تخمین زده شده است.

سیروپولوس و سین کلیر (1993) در مقاله ای تحت عنوان " مطالعه اقتصاد سنجی تقاضای توریسم : مدل AIDSتوریسم آمریکا و اروپا در کشورهای سواحل مدیترانه "، تابع تقاضای توریسم را برای کشورهای انگلستان، فرانسه، سوئد، آلمان و آمریکا به کشورهای سواحل مدیترانه ( یونان، اسپانیا، پرتقال، ایتالیا و ترکیه ) با استفاده از مدلAIDS برآورد نمودند. آنها با برآورد مدل در دو حالت غیر مقید و مقید به قید همگنی و با استفاده از پارامترهای برآورد شده، کشش‌های مخارجی، قیمتی جبرانی و قیمتی متقاطع جبرانی را محاسبه نموده و نتایج را با یکدیگر مقایسه نمودند. نتایج برآورد سیستم AIDS، با استفاده از دو روش رگرسیون‌های به ظاهر نامرتبط و حداقل مربعات معمولی، نشان می‌دهند که در هر دو روش، کشورهای انگلستان و سوئد، بیشترین حساسیت، آمریکا با حساسیت کمتر و فرانسه کمترین حساسیت را نسبت به مخارج و درآمد داشته‌اند. نتایج حاصل از آزمون قید همگنی و تقارنی نشان می‌دهد که این قیود در موارد توابع تخمین زده شده رد می‌شود.

محرمی (1381) در پژوهش خود تحت عنوان " تخمین تابع تقاضای پوشاک در مناطق شهری ایران طی سال‌های 1378-1352 " به برآورد تابع تقاضای پوشاک و زیر گروه‌های آن با استفاده از سیستم AIDS پرداخته است. وی در این برآورد، بعد خانوار و تعداد افراد شاغل خانوار را مد نظر قرار داده است. نتایج تخمین وی نشان می‌دهد که کشش قیمتی تقاضای پوشاک برای خانوارهای کم جمعیت بیشتر از پر جمعیت بوده است.

جوادی(1384) در پژوهش خود با عنوان"بررسی عوامل مؤثر بر هزینه خودرو در سبد هزینه ای خانوار شهری" به بررسی عوامل مؤثر بر هزینه خودرو با استفاده از سیستم AIDS در دوره زمانی 1380-1363پرداخته است. نتایج حاکی از تاثیر بعد خانوار و مخارج واقعی مصرف کننده بر هزینه خودرو می‌باشد.

بررسی مطالعات تجربی انجام شده داخلی وخارجی نشان می‌دهد به جز یک مورد (جوادی) مطالعه ای در این زمینه (تخمین تابع تقاضای خودرو)، صورت نگرفته است و این موضوع اهمیت مطالعه و تحقیق در این زمینه را نشان می‌دهد.

3. تصریح مدل

از آنجا که هدف مطالعه حاضر، بررسی سهم هزینه ای خرید خودرو سواری نو در سبد هزینه خانوارمیباشد، بنابراین، کل سبد هزینه ای خانوارهای شهری مد نظر قرار گرفته است. از این رو ابتدا سبد مصرفی خانوار‌های شهری را به چهار بخش، سهم هزینه خرید خودرو سواری نو، سهم مسکن، سهم خوراک و سهم بقیه غیر خوراکی‌ها (کل غیر خوراکی‌ها بجز مسکن و هزینه خرید خودرو) تقسیم شده است. ایده مورد نظر از آنجا نشأت گرفت که پس از محاسبه سهم‌های مختلف مربوط به گروه‌های مختلف هزینه دیده شد که دو بخش خوراک و مسکن، بیشترین سهم را در سبد هزینه‌ای خانوار به خود اختصاص داده‌اند؛ به خصوص مسکن که علاوه بر دارا بودن سهم بزرگی از سبد هزینه‌‌ای خانوار شهری، تأثیر تغییرات آن بر سهم هزینه خرید خودرو سواری نیز قابل بررسی و تأمل می‌باشد که این مهم با تجزیه و تحلیل کشش‌ها خصوصاً کشش‌های متقاطع قابل بررسی است.

در این راستا، پیش از آنکه به تخمین مدل بپردازیم، به نظر می‌رسد که نگرشی اجمالی بر داده‌های مورد نیاز به منظور تخمین مدل مفید باشد. به طور کلی، در تحقیق حاضر از سه دسته اطلاعات استفاده شده است:

دسته اول، داده‌های مربوط به هزینه‌های خانوار شهری می‌باشد که هر ساله از طریق نمونه‌گیری توسط مرکز آمار ایران جمع‌آوری و پردازش می‌شود. با مراجعه به این آمارها می‌توان مشاهده کرد که مصرف‌ کنندگان از کل هزینه خود، چند ریال را به هر گروه کالایی اختصاص داده‌اند و با تقسیم این هزینه‌ها بر قیمت‌های جاری می‌توان دریافت که اولاً، سبد مصرفی خانوارها چگونه است و چه ترکیبی دارد و ثانیاً، طی یک دوره زمانی، کدام کالاها به تدریج درصد کمتر یا بیشتری از کل بودجه را به خود اختصاص داده‌اند و کالاهایی که سهم آنها در سبد متحول شده‌اند، کدامند. در واقع یکی از شاخصـهای مفید در تحلیل رفتار مصرف‌کننده، محاسبه سهم هزینه هر کالا و به عبارتی، اهمیت نسبی آن کالا در بودجه است.

دسته دوم، اطلاعات و آمارهای مربوط به شاخص‌های قیمتی هر گروه از کالاها می‌باشد که این اطلاعات هر ساله توسط بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران جمع‌آوری و پردازش می‌شود. اما باید توجه داشت که این داده‌ها بر اساس دهک‌های هزینه ای‌ مختلف،‌ تفکیک و بررسی نشده‌اند. به همین دلیل و به منظور رفع مشکل یکسان‌ بودن شاخص‌ها برای همه دهک‌ها در هر سال، 10 دهک هزینه‌ای موجود به سه دهک هزینه ای تقسیم گردید، به طوری که دو دهک پایین با یکدیگر، 4 دهک میانی و 4 دهک بالایی نیز با یکدیگر در نظر گرفته شد و تحت عناوین دهک پایین، دهک متوسط و دهک بالا نام گذاری شدند. در ادامه برای به دست آوردن شاخص‌های قیمتی مربوط به هر یک از دهک‌ها از شاخص‌های قیمتی مربوط به شهرهای بزرگ و شهرهای کوچک که نزد بانک مرکزی موجود می‌باشد و همچنین میانگین هندسی این دو، به ترتیب به عنوان شاخص‌های قیمتی دهک بالا، پایین و متوسط استفاده شده است.

در قسمت سوم، به منظور بررسی خصوصیات اقتصادی ‌ـ اجتماعی خانوار (متغیرهای دموگرافیک)، تنها به آمارهای موجود در مرکز آمار ایران اکتفا شده است که در این زمینه تنها اطلاعات موجود بر اساس دهک‌های هزینه‌ای، آمار و اطلاعات مربوط به بعد خانوار در هر دهک می‌باشد که به صورت متغیری تحت عنوان SIZE وارد مدل شده است.

 از آنجایی که منابع آماری این مقاله، میزان هزینه و بودجه خانوار شهری می‌باشد و با توجه به مزایای سیستم تقاضای تقریباً ایده آل، منطقی است که از توابع تقاضای سیستمی استفاده شود، در این مقاله مدل عمومی AIDS به صورت زیر در نظر گرفته شده است:

 (9)                           

که در آن،  بیانگر سهم هر یک از گروه‌ها در سبد خانوار، i  تعداد گروه‌های موجود در هر سبد،  عرض از مبدأ، شاخص قیمتی مربوط به هر یک از گروه‌های کالا و خدمات، مخارج واقعی مصرف‌کننده، Size بعد یا اندازه خانوار می‌باشد. همان طور که تشریح گردید، کل سبد مصرفی خانوار به چهار بخش تقسیم شده است که این چهار بخش شامل سهم‌های خوراکی‌ها، بقیه غیر خوراکی‌ها، هزینه خرید خودرو سواری نو و در نهایت مسکن می‌باشد، بنابراین، مدل مورد نظر از چهار معادله تشکیل می‌شود که هر معادله مربوط به یک بخش می‌باشد. سیستم معادلاتی که به منظور بررسی سبد مصرفی خانوار شهری طراحی گردید پس از اعمال قید به صورت زیر نوشته شد:

(10)

در این سیستم معادلات، Wfood سهم خوراکی‌ها در بودجه خانوار،  Whouse سهم مسکن دربودجه خانوار، Wauto سهم اتومبیل دربودجه خانوار،  Wnfoodسهم غیر خوراکی‌ها دربودجه خانوار،  Pfoodقیمت خوراکی‌ها، Phouse قیمت مسکن، Pauto قیمت اتومبیل،  Pnfoodقیمت غیر خوراکی‌ها را نشان می‌دهند. در این مطالعه، از روش  SUR برای تخمین پارامترهای سیستم معادلات استفاده شده است. SUR به عنوان متد زلنر شناخته می‌شود. این روش علاوه بر این که پارامترهای سیستم را برآورد می‌کند، ناهمسانی واریانس[13] و همچنین همبستگی همزمان خطاها در میان معادلات را نیز محاسبه می‌کند.


4. برآورد مدل وتجزیه وتحلیل داده‌ها

نتایج حاصل از تخمین سیستم معادلات در جدول (1) آورده شده است.همان گونه که در جدول مشاهده می‌شود، هر سطر بیانگر ضرایب مربوط به هر یک از متغیرهای مستقل در کل معادلات می‌باشد. همچنین هر ستون بیانگر کلیه ضرایب همراه با t‌های محاسبه شده برای هر یک در هر معادله مربوط به هر یک از بخش‌ها می‌باشد.

جدول 1: نتایج تخمین پارامترهای سیستم معادلات (1)

متغیرهای وابسته متغیرهای مستقل

 

Wfood

 

Whouse

Wauto

Wnfood

عرض از مبدا (C)

738/0

*(6/8)

514/0

*(5/10)

056/0-

(9/2-)

312/0-

(9/1-)

Ln Pfood

54/0-

*(4/2-)

12/0-

*(2/3-)

18/0

*(4/5)

432/0-

(3/2-)

Ln Phouse

164/0-

*(8/2-)

31/0-

*(1/6-)

072/0

*(5/4)

521/0-

(4/3-)

Ln Pauto

187/0

*(4/5)

074/0

*(4/4)

003/0

(4/0)

260/0

(4/2)

Ln Pnfood

495/0-

(1.25)

451/0-

*(3/16)

273/0

*(6/44)

656/0-

(7/4-)

Ln XP

053/0-

*(2/4-)

047/0-

*(9/4-)

006/0

(8/2)

077/0

(8/3)

Ln Size

190/0

*(01/5)

003/0-

(26/0-)

007/0

(2/2)

152/0-

(9/4-)

R-2

0.78

0.62

0.76

0.70

D-W

1.82

1.75

1.89

1.9

 

منبع: یافته‌های مقاله، * معنا‌دار در سطح 5 درصد.

 

معادله اول سیستم که ضرایب آن در ستون اول جدول آورده شده است، معادله مربوط به سهم خوراکی‌ها می‌باشد. همان گونه که مشهود است متغیر‌های مستقل، LnPhouse لگاریتم قیمت مسکن، LnPfood لگاریتم قیمت خوراکی‌ها، LnPauto لگاریتم قیمت اتومبیل، LnXP لگاریتم مخارج واقعی مصرف کننده و LnSize لگاریتم بعد خانوار تاثیرمعنا‌دار بر سهم خوراکی‌ها در بودجه خانوار (Wfood) دارند اما متغیر  lnpnfood لگاریتم قیمت غیرخوراکی‌ها تأثیر معنا‌دار بر Wfood سهم خوراکی‌ها در بودجه خانوار ندارد. در این مدل، یک درصد تغییر درسطح قیمت خوراکی‌ها، مسکن و مخارج واقعی مصرف‌ کننده، سبب تغییری به میزان 54/0 درصد، 16/0 درصد و 05/0 درصد درجهت عکس برسهم خوراکی‌ها خواهد شد و تغییرات یک درصدی در قیمت خودرو و بعد خانوار سبب تغییری به میزان 18/0 درصدو 19/0 درصد درهمان جهت بر سهم خوراکی‌ها دربودجه خانوار می گردد. آماره ضریب تعیین تعدیل شده،نشان می‌دهد که 78 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود.

معادله دوم سیستم که ضرایب آن در ستون دوم جدول آورده شده است، معادله مربوط به سهم مسکن می‌باشد. نتایج حاصل از تخمین نشان می‌دهد که متغیر‌های مستقل LnPfood لگاریتم قیمت خوراکی‌ها، LnPhouse لگاریتم قیمت مسکن، LnPnfood لگاریتم قیمت غیرخوراکی‌ها، لگاریتم قیمت اتومبیل LnPautoو LnXP لگاریتم مخارج واقعی مصرف کننده، دارای تاثیر معنا دار بر سهم مسکن دربودجه خانوارمی باشند؛ به طوری که یک درصد تغییر در قیمت خوراکی‌ها، مسکن، غیر خوراکی‌ها، مخارج واقعی مصرف‌کننده و خودرو به ترتیب سبب تغییری به میزان 12/0 درصد، 31/0 درصد، 45/0 درصد، 04/0 درصد درجهت عکس و 074/0 درصد در همان جهت در سهم مسکن در بودجه خانوار خواهد شد. آماره ضریب تعیین تعدیل شده، نشان می‌دهد که 62% تغییرات متغیر وابسته (سهم مسکن) توسط متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود.

و اما تخمین معادله سوم سیستم معادلات(1) که همان معادله مورد نظر تحقیق حاضر می‌باشد و ضرایب آن در ستون سوم جدول شماره یک آورده شده است، نشان می‌دهد که تغییر یک درصدی در متغیرهای مستقل LnPfood لگاریتم قیمت خوراکی‌ها، LnPhouse لگاریتم قیمت مسکن، LnPnfood لگاریتم قیمت غیرخوراکی‌ها به ترتیب سهم هزینه ای خودرو را به میزان 18/0 درصد،72/0 درصد و27/0 درصد در همان جهت تغییر می‌دهد. اماتغییر قیمت خودرو ودو متغیر مستقل، مخارج واقعی مصرف‌کننده و بعد خانوار، تأثیر معنی داری بر سهم هزینه خرید خودرو نخواهد داشت. آماره ضریب تعیین تعدیل شده نیز نشان می‌دهد که 76/0 تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود.

و در نهایت، معادله آخرسیستم معادلات(1) که معادله مربوط به سهم غیر خوراکی‌ها در سبد هزینه‌ای خانوار شهری می‌باشد. از آنجایی که در برآورد توسط نرم‌افزار Eviews، برای 4 گروه سبد تنها مجاز به نوشتن 3 معادله می‌باشیم، بنابراین برای برآورد پارامترهای معادله چهارم، استفاده از قیود تعریف ‌شده برای سیستم AIDS ضرورت دارد. نتایج حاصل از برآورد نشان می‌دهد که یک درصد تغییر در قیمت خوراکی‌ها، غیر خوراکی‌ها، مسکن و بعد خانوار به ترتیب سبب تغییری به میزان 43/0 درصد، 65/0درصد،52/0 درصد و 15/0 درصد در سهم هزینه غیر خوراکی‌ها در جهت عکس شده است. همچنین یک درصد تغییر در قیمت اتومبیل و مخارج واقعی مصرف‌کننده سبب تغییری به میزان 26/0 درصد، 07/0 درصد در همان جهت بر سهم غیر خوراکی‌ها می‌گردد. آماره ضریب تعیین تعدیل شده نیز نشان می‌دهد که 70/0 تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود.

کشش‌های مخارجی

به طور کلی کشش‌ها ابزارهای مفیدی در تحلیل رفتار مصرف‌کننده می‌باشند که عکس‌العمل افراد در قبال تغییرات متغیرهای مؤثر بر تقاضا را نشان می‌دهند. همان طور که می‌دانیم کشش درآمدی معیاری به منظور طبقه‌بندی کالاها به لوکس، ضروری و پست می‌باشد. اما از آنجایی که تابع تقاضای مورد بررسی در این پژوهش، تابع تقاضای جبرانی است، بنابراین به جای کشش‌های درآمدی، از کشش مخارجی استفاده شده است. کشش‌های مخارجی محاسبه شده در جدول (2) نشان داده شده است.


جدول 2: نتایج برآورد کشش‌های مخارج

کشش درآمدی

سال

کشش مخارجی خوراک

کشش مخارجی

غیر خوراک

کشش مخارجی مسکن

کشش مخارجی خودرو

70

787/0

321/4

745/0

678/6

71

788/0

332/4

765/0

321/10

72

786/0

336/4

766/0

257/9

73

786/0

334/4

766/0

349/9

74

786/0

335/4

765/0

961/13

75

786/0

335/4

766/0

943/10

76

787/0

335/4

766/0

573/13

77

788/0

335/4

766/0

791/9

78

788/0

335/4

766/0

981/12

79

788/0

335/4

745/0

385/9

80

791/0

336/4

745/0

394/7

81

789/0

338/4

755/0

138/10

82

787/0

335/4

754/0

138/10

83

789/0

336/4

755/0

138/10

84

7869/0

336/4

755/0

138/10

85

786/0

336/4

756/0

138/10

86

789/0

339/4

755/0

348/6

منبع: یافته‌های مقاله

 

 نتایج حاصل از برآورد کشش‌های مخارجی در دوره 1386-1370 نشان دهنده ضروری بودن گروه کالاهای خوراکی، دخانیات و مسکن و لوکس بودن گروه کالاهای غیـر خوراکی و خودرو در سبد مصرفی خانوار شهری می‌باشد.

کشش‌های قیمتی خودی[14]

کشش‌های قیمتی خودی، نشان‌دهنده حساسیت تقاضا در مورد هر گروه کالا نسبت به قیمت همان کالا می‌باشد. نتیجه حاصل از برآورد کشش قیمتی خودی در جدول (3) آورده شده است.

جدول 3: نتایج برآورد کشش‌های قیمتی

کشش قیمتی

سال

کشش قیمتی خوراک

کشش قیمتی

غیر خوراک

کشش قیمتی مسکن

کشش قیمتی خودرو

70

978/0-

66/5

421/1-

358/6

66

978/0-

67/5

422/1-

258/6

71

978/0-

68/5

425/1-

984/6

72

978/0-

71/5

425/1-

256/4

73

978/0-

72/5

426/1-

238/4

74

978/0-

73/5

425/1-

239/1

75

978/0-

74/5

425/1-

973/5

76

978/0-

78/5

427/1-

831/5

77

978/0-

79/5

426/1-

198/6

78

978/0-

81/5

426/1-

397/3

79

978/0-

82/5

426/1-

726/4

80

978/0-

82/5

428/1-

315/4

81

979/0-

83/5

499/1-

302/4

82

979/0-

85/5

511/1-

920/1

83

979/0-

86/5

514/1-

398/2

84

978/0-

89/5

514/1-

109/1

85

979/0-

92/5

517/1-

915/5

86

979/0-

95/5

518/1-

203/5

منبع: یافته‌های مقاله

 

نتایج حاصل از برآورد کشش‌های مخارجی در دوره 1386-1370 نشان می‌دهد که مقدار این کشش در سه گروه خوراکی‌ها و دخانیات، غیر خوراکی‌ها و مسکن در طول سال‌های مختلف تقریباً ثابت است. قدر مطلق این عدد به طور متوسط در مورد گروه خوراکی‌ها و دخانیات 97/0، گروه غیر خوراکی‌ها و دخانیات 7/5 و گروه مسکن 4/1 می‌باشد. که نشان دهنده بی کشش بودن گروه خوراکی‌ها و دخانیات و با کشش بودن گروه‌های غیر خوراکی‌هاو مسکن می‌باشد. اما گروه آخر(خودرو) دارای وضعیت متفاوتی با سه گروه دیگر می‌باشد. همان گونه که در جدول (3) مشهود است، خودرو درهر سال دارای کشش متفاوت و بزرگتر از 1 می‌باشد که به مفهوم با کشش بودن سهم هزینه خرید خودرو نسبت به تغییرات قیمتی آن می‌باشد.

کشش‌های قیمتی متقاطع تقاضا[15]

همان طور که می‌دانیم سهم هزینه یک کالا و یا گروه کالایی نه تنها بستگی به قیمت آن کالا یا گروه کالایی، بلکه به تغییرات قیمت تمامی گروه‌های مربوط به آن نیز وابسته است. بنابراین به منظور بررسی این تغییرات، کشش متقاطع قیمتی تقاضا برای گروه کالاهای مورد نظر محاسبه شده است. کشش قیمتی متقاطع محاسبه شده برای گروه کالاهای خودرو با گروه کالاهای خوراک، مسکن و غیر خوراکی‌ها بیانگر جانشین بودن خودرو با این گروه کالاها می‌باشد.

بدین معنی که افزایش قیمت خودرو، سبب افزایش سهم هر سه گروه مسکن، خوراک و غیر خوراکی‌ها خواهد شد و در مورد غیر خوراکی‌ها، وضع به همین منوال است. اما در مورد مسکن، افزایش قیمت مسکن، سبب کاهش سهم هر سه گروه خودرو، خوراک و غیر خوراکی‌ها خواهد شد که کاملاً‌ منطقی به نظر می‌رسد. گروه خوراک نیز همانند مسکن، با افزایش قیمت آن، سهم سایر گروه‌ها، غیر خوراکی‌ها، مسکن و خودرو کاهش خواهد یافت که این مسأله، خود دلیل بر اهمیت زیاد این گروه در سبد می‌باشد.

5. نتیجه گیری

نتایج این مقاله نشان می‌دهد که سهم هزینه خرید خودرو سواری نو در سبد هزینه‌ای خانوار شهری تا حدودی تحت تأثیر قیمتی کلی گروه‌های کالایی بوده اما تغییر قیمت خودرو در سال‌های مختلف، متفاوت بوده اما آن را تحت تأثیر قرار نداده است. متغیر مستقل مخارج واقعی مصرف‌کننده (به طور مستقیم) و بعد خانوار نیز بر سهم هزینه ای خرید خودرو سواری نو در سبد هزینه‌ای خانوار شهری مؤثر می‌باشند و آن را تحت تأثیر خود قرار می‌دهند. بررسی نتایج حاصل از برآورد کشش مخارجی و کشش قیمتی خودی خودرو، به ترتیب نشان دهنده لوکس بودن و با کشش بودن خودرو در اقتصاد ایران می‌باشد. بنابراین فرضیات این پژوهش مبنی بر اینکه سهم هزینه خودرو سواری نو در سبد هزینه ای خانوار شهری در دوره (1386-1370) متاثر از تغییرات مخارج واقعی مصرف کننده و تغییرات قیمتی سایر کالا‌ها می‌باشد و خودرو سواری نو دراقتصاد ایران یک کالای لوکس و با کشش محسوب می‌شود، تأیید می‌گردد.

همچنین نتایج برآورد کشش‌های قیمتی متقاطع خودرو با سایر گروه‌ها نشان می‌دهد که خودرو کالایی جانشین با سه گروه (خوراک، غیر خوراک، مسکن) می‌باشد؛ بدین مفهوم که افزایش قیمت خودرو سبب افزایش سهم هر سه گروه در سبد هزینه ای خانوار می‌ شود، که این واقعیت کاملاً‌ قابل لمس می‌باشد. نکته مهمتر اینکه دو گروه خوراک و مسکن با خودرو مکمل می‌باشند و از این رو، افزایش قیمت آن دو گروه سبب کاهش سهم خودرو در سبد هزینه ای خانوارها شده است که نشان‌دهنده بالا بودن اهمیت این دو گروه (خوراک و مسکن) در سبد هزینه ای خانوار شهری می‌باشد. و در نتیجه این موضوع، نکته قابل تاملی برای دست اندرکاران سیاستی به منظور ارائه راهکارهای مناسب در تعدیل قیمت‌ها وهمچنین کنترل تورم، به منظورافزایش سطح رفاه عموم مردم می‌باشد.



1-Demographic Variables.

1- Almost Ideal Demand System

2- Deaton, A and Mull bauer.

3- Working

4- Laser

5- Aggregate

6- Sheferd's Lemma

7- Hicksian Budger Shares.

8- Marshalian Budget Shares.

1-Linear Approximation of AIDS.

2-Laspyres.

3-Tornqvist.

1- Heteroskedasticity

1.Own Price Elasticity.

1. Cross Price Elasticity.

منابع

- بانک مرکزی ج.ا.ا، گزارش‌های مربوط به شاخص کالاها و خدمات شهری و روستایی، سال‌های مختلف.

- سید نورانی، سید محمدرضا، جوادی، مریم (1384). بررسی عوامل مؤثر بر سهم هزینه خودرو سواری نو در سبد هزینه ای خانوار شهری. فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی، 2: 63-237.

- صمدی، علی حسین (1383). تحلیل رفتار مصرفی خانوارهای شهری و روستایی استان کهگیلویه و بویر احمد. فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، 20: 87-157.

- مجاور حسینی، فرشید (1386). برآورد کشش‌های قیمتی و درآمدی برای گروه کالاهای خوراکی وغیر خوراکی با استفاده از سیستم تقاضای تقریباً ایده آل. اقتصاد کشاورزی و توسعه، 15(57): 60-31.

- مردوخی، بایزید (1380). اقتصاد سیاسی صنعت خودرو ایران. مجموعه مقالات همایش صنعت خودرو ایران و اقتصاد جهانی.تهران.

- مؤسسه تحقیقاتی تدبیر اقتصاد (1382). بررسی تأثیر واردات خودرو بر صنعت خودرو سازی، تهران.

 

-    Buse, A. (1994). Evaluating the linearized almost ideal demand system:American Journal of Agricultural Economics. 32: 781-793.

-    Buse, A. (1998). Testing homogenous in the linearized almost ideal demand system. American Journal of Agricultural Economics,80: 208-220.

-    Cai ,Haiou, Brown ,Colin, Wan ,Guanghua,(1998.(Income strata and meat demand in urban china; Australian Agribusiness Review, 31: 163-179.

-    Deaton, A & Mull bauer, J, )1980( An almost ideal system, The American Economic Review,35: 543-568.

-    Deaton, A. and Muellbauer, J.(1980). Almost ideal demand system. The American Economic Review,70: 312-326.

-    Gibson, J.(2002). Why does the engle method work? food demand, Economies of size and household survey methods. Oxford Bulletin of economics and statistic, 35: 219-224.

-    H. Naci Mocan, Erdal Tekin, Jeffrey S.Zax.(2000). the demand for medical care in urban china,NBERworking paper.No (7673).

-    Liao, Y.(2002). Vehicle ownership patterns of american households, University of Illinois at Chicago.

-    Syriopoulos, Theodore, C., &Sinclair.(1993). M. theaan econometric study of tourism demand: The aids model of U.S. and european tourism in mediterranean countries.Applied economics,25:1541-5.

-    Zellner, A. (1962). An efficient method of estimating seemingly unrelated regression and tests for aggregation bias. Journal of the American Statistical Association, 57: 348-68.