Pobierz - mikroekonomia.net
Transkrypt
Pobierz - mikroekonomia.net
SPIS TREŚCI Spis treści (Contents) 1 Wprowadzenie 3 Monopolizacja rynku, strata bogactwa społeczeństwa, pomiar 5 pustej straty monopolistycznej Tomasz Bernat Zastosowanie filtra Hodrica Precotta w badaniach 17 makroekonomicznych Jakub Gazda Elastyczność popytu i podaży (ujęcie algebraiczne i graficzne) 27 Michał Krusza Wykorzystanie technik multimedialnych do interaktywnej 49 prezentacji zagadnień ekonomicznych (na przykładzie teorii wyboru firmy) Marek Kunasz Podejmowanie decyzji w warunkach ryzyka Elżbieta Pankau 1 57 2 Wprowadzenie Niniejsza publikacja powstała na bazie materiałów dostarczonych na II Międzynarodowe Warsztaty Ekonomiczne które odbywały się w Zespole Dworsko-Pałacowym Uniwersytetu Szczecińskiego w Kulicach. Spotkanie odbyło się w dniach 27-29 września 2004 roku. Głównymi celami warsztatów były: Integracja środowiska młodych pracowników naukowych, doktorantów i studentów zainteresowanych ekonomią oraz funkcjonowaniem gospodarki w różnych jej płaszczyznach. Prezentacja wyników badań naukowych i dyskusja nad nimi. Wymiana informacji na temat prądów badawczych, działalności katedr i studenckich kół naukowych. Dyskusja nad aktualnymi zagadnieniami mikro- i makroekonomicznymi w Polsce oraz ich implikacjami politycznymi. Dyskusja dotycząca nauczania przedmiotów ekonomicznych. W spotkaniu wzięło udział 35 młodych naukowców z uczelni wyższych z całej polski oraz goście z zagranicy. Zapraszam do udziału w kolejnych edycjach warsztatów, które odbywać będą się cyklicznie w kolejnych latach. Wszelkie informacje oraz zgłoszenia na stronie internetowej: http://ekonomia.glt.pl/workshop Serdecznie zachęcam do lektury. Tomasz Bernat 3 4 Dr Tomasz Bernat Katedra Mikroekonomii Uniwersytet Szczeciński Monopolizacja rynku, strata bogactwa społeczeństwa, pomiar pustej straty monopolistycznej Monopole rynkowe Rynki we współczesnych gospodarkach charakteryzują się dużą złożonością i skomplikowaniem. Produkty na nich oferowane, to skomplikowane połączenia techniki, informacji, marketingu i wielu innych czynników. Sprzedaż wyrobów konsumentom nie jest prostym zadaniem, które każdemu przedsiębiorstwu przychodzi z łatwością. Firmy próbują radzić sobie z tym problemem w różny sposób, wykorzystując dostępne środki i możliwości. Jedną z takich metod jest uzyskanie i utrzymanie dominującej pozycji na swoim rynku. Monopolizacja, może (i powinna) być, więc znakomitym celem działalności dla wszystkich podmiotów rynkowych. Czym są monopole i jakie ich formy można spotkać w gospodarce? Monopol rynkowy to sytuacja, w której pojedyncze przedsiębiorstwo uzyskuje i utrzymuje dominującą pozycję na rynku, sprzedając całą lub znaczną część swojej produkcji jako rynkowej. Zwykle jest to jednocześnie największa firma na danym rynku. Sytuacja taka oznacza, iż podmiot ten, posiada znaczny udział rynkowy, mierzony na przykład wielkością jego sprzedaży w stosunku do sprzedaży rynku1. Można to opisać jako: MS i = TRi × 100% TRM gdzie: MSi – udział w rynku i-tej (badanej) firmy, TRi – wielkość sprzedaży i-tej firmy, TRM – wielkość sprzedaży rynkowej. Udział rynkowy (MSi) w bezpośredni sposób pokazuje, jak duża jest skala „zawładnięcia” rynkiem przez pojedyncze przedsiębiorstwo. Teoretycznie, przedsiębiorstwa mogą posiadać udziały rynkowe w granicach od 0 % do 100 %. W ujęciu tym rynek, na którym największe przedsiębiorstwo posiada zerowy udział w rynku to konkurencja doskonała. Jest to jednak teoretyczny model 1 Pomiar ten może być dokonywany nie tylko w oparciu o wielkość sprzedaży (TR – przychód firmy), może być to również udział w aktywach rynkowych, zebranych funduszach, itp. 5 ekonomiczny, nie mający swojego odzwierciedlenia w rzeczywistości. W praktycznym ujęciu, najczęściej spotykane wielkości przekraczają 0 % i twierdzi się wówczas, iż jest to konkurencja niedoskonała. O ile oczywiście twierdzenie to jest prawdziwe w stosunku do rynków, na których działają, co najmniej 2 podmioty, to w stosunku do sytuacji 100% udziałów rynkowych, a więc czystego monopolu, trudno jest mówić o jakiejkolwiek formie konkurencji. Jest to jednak niewątpliwie sytuacja, w której występuje monopolizacja rynku. W teoretycznym ujęciu wyróżnia się ponadto dwie formy konkurencji niedoskonałej: oligopol i konkurencję monopolistyczną. Ich wyróżnienie oparte jest zarówno na udziałach w rynku, które posiadają dominujące podmioty jak i na bazie innych kryteriów. Ogólnie charakteryzując je należy stwierdzić, iż oligopoliści, (czyli firmy dominujące w oligopolu) posiadają większe udziały rynkowe i są silniejsze, niż największe z podmiotów, które działają w konkurencji monopolistycznej2. Mogą one, zatem w większym stopniu oddziaływać na rynek i konsumentów. Powstanie siły monopolistycznej i dominacji na rynku związane jest z kilkoma istotnymi czynnikami, których działanie może spowodować zjawisko dominacji rynkowej. Zaliczyć do nich można: • działanie państwa, przejawiające się na przykład w konieczności uzyskania licencji, pozwolenia na prowadzenie określonego zakresu działalności (np. koncesje - PKP, telefonia komórkowa, telefonia stacjonarna). • Dostęp do źródeł surowców które nie mogą być wydobywane w innych rejonach, miejscach, i z tego powodu podmioty je wydobywające mogą uzyskiwać znaczną siłę rynkową (np. przemysł wydobywczy kopalnie węgla, diamentów, rud metali). • Rozbudowana sieć sprzedaży to kolejna przyczyna monopolizacji. Jest ona szczególnie widoczna w krajach posocjalistycznych. Dominujące dawniej na rynku podmioty gospodarcze po przekształceniach gospodarki nadal zachowały dominująca pozycję ze względu na bardzo dobrze rozbudowana sieć dystrybucji swoich produktów czy usług (np. PZU, Telekomunikacja Polska S.A.). • Przewaga kosztowa wynika z efektu skali produkcji, jaki osiąga dominujący podmiot. Znaczna wielkość produkcji powoduje zmniejszanie się kosztów jednostkowych a co za tym następuje, wpływa na możliwość obniżania cen poniżej konkurencji. Stąd niedaleka droga do uzyskania przewagi na rynku (np. telekomunikacja, energetyka). • Patenty, licencje, itp. są kolejnym sposobem na uzyskanie dominacji rynkowej. Uzyskanie statusu przedstawiciela generalnego na kraj lub region zapewnia ochronę przez konkurencją i możliwość wpływania na 2 Szerzej na temat kryteriów podziału tych struktur rynkowych można znaleźć min. w: Mikroekonomia, red. D. Kopycińska, KaDruk, Szczecin 2002. 6 ceny. Drugim aspektem jest sprzedaż licencjonowanego na świecie produktu. Prawo te zakazuje naśladownictwa - wytwarzania produktów będących bliskimi substytutami i w związku z tym daje przedsiębiorstwu wyłączność (monopol) na jego sprzedaż (np. leki nowej generacji). Działanie monopoli rynkowych może i powinno być rozpatrywane również w aspekcie ich zasięgu geograficznego. Przeważnie przyjmuje się, iż dominacja podmiotu związana jest z obszarem geograficznym kraju, na terenie którego działa. Działanie takich podmiotów można jednak zaobserwować w znacznie szerszej perspektywie. Skala działania podmiotów monopolistycznych może być rozpatrywana jako: - świat (np. leki nowej generacji), - kraj (branże państwowe, np. PKP), - województwo (przedstawicielstwa generalne), - miasto (komunikacja miejska, wodociągi, kanalizacja) - wieś (jedyny sklep w okolicy). Wniosek jest jeden: podmioty dominujące na rynku są wszędzie. Można je spotkać w praktycznie każdym aspekcie naszego życia. Strata konsumenta Ważną kwestią, związaną z funkcjonowaniem monopoli na rynku, jest odpowiedź na pytanie: czy i w jaki sposób najczęściej objawia się siła monopoli? Pominąwszy wiele aspektów związanych z produkcją, inwestycjami, organizacją firmy, sprzedażą czy marketingiem należałoby skupić się na problemie wielkości ceny i poziomu sprzedaży monopoli. Jako punkt wyjścia teoria ekonomii bierze doskonale konkurencyjną strukturę rynku. Twierdzi się, iż w jej ramach konsument otrzymuje najniższe ceny na produkty oraz jednocześnie największą ilość dostarczanych produktów. Wydaje on w tym przypadku najmniej pieniędzy na dobra, których potrzebuje w odniesieniu do firm znajdujących się w strukturach konkurencji niedoskonałej, (które produkują właśnie takie wyroby). Wniosek z tych rozważań jest prosty: jeżeli konsument wydaje więcej pieniędzy na określone dobra w strukturach niedoskonałych, to ponosi on z tego tytułu stratę, którą można by oszacować jako różnicę pomiędzy kwotą jaką wydaje na określony produkt sprzedawany przez monopolistę a tym, co zapłaciłby gdyby był to produkt w konkurencji doskonałej. Można by to zapisać jako: Wi=PAM-PAP gdzie: Wi – strata i-tego konsumenta z tytułu zakupu dobra A, PAM – cena dobra A sprzedawanego przez firmę monopolistę, PAP – cena dobra A sprzedawanego przez firmę w konkurencji doskonałej. 7 Oczywiście w sytuacji, gdyby konsument kupował więcej takich dóbr, lub inne produkty sprzedawane przez monopolistów jego strata będzie większa. Można to ująć jako: n Wi = ∑ ( PAM − PAp ) A=1 gdzie A, oznacza dobra kupowane przez konsumenta w określonym czasie a dostarczane przez firmy monopolistyczne. Wielkość Wi, liczona w skali miesiąca lub roku, pozwalałaby odpowiedzieć na pytanie, jak dużo przepłaca konsument w związku z nabywaniem przez niego produktów firm monopolistycznych lub też, inaczej interpretując otrzymany wynik, jak duża jest strata konsumencka z tytułu monopolizacji. Mnożąc Wi przez liczbę konsumentów uzyskać można wynik, obrazujący łączne straty jakie ponosi dane społeczeństwo z tytułu działalności monopolu: WL=WixN Gdzie: WL łączna społeczeństwa z tytyu monopolizacji rynku (branży), N to liczba członków społeczeństwa korzystająca z produktów monopolu. Problem, jaki nasuwa się w tych obliczeniach dotyczy głównie kwestii ustalenia cen wolnokonkurencyjnych, stanowiących podstawę obliczeń3. Ich uzyskanie, związane jest z analizą poszczególnych rynków i próbą oszacowania cen (i różnic) dla poszczególnych produktów. Należy, zatem zwrócić uwagę na poziom monopolizacji rynku, i określić stopień jego nieefektywności. Drugim podejściem do tego problemu jest ustalenia całkowitej straty monopolistycznej, jaka wynika z działania podmiotów monopolistycznych. Zakłada się, iż przedsiębiorstwa dominujące na rynku mogą ustalić cenę powyżej tej, jaka ustalona byłaby w konkurencji doskonałej, w wyniku działania mechanizmu rynkowego. Nadwyżka ceny monopolowej w stosunku do tej z konkurencji doskonałej daje możliwość wypracowania zysków monopolistycznych i tym samym, obciążenia konsumentów wyższą kwotą za produkt, jaki dostępny jest w sprzedaży. Zjawisko to można zaobserwować posługując się prostym wykresem obrazującym optymalizację wielkość zysku w działaniach monopolu (lub podmiotu w konkurencji niedoskonałej). Przedstawia to wykres 1. 3 Pomijając oczywiście całą problematykę związaną z samym wyborem dokonywanym przez konsumentów, a więc co kupić, od kogo, w jakiej ilości, kiedy, ile za to zapłacić, jaki przeznaczyć na to budżet itp. 8 P PM A B MC PPC MR QM QPC D Q Wykres 1. Optymalizacja działań przedsiębiorstwa niedoskonale konkurencyjnego. Źródło: opracowanie własne. Wykres 1 przedstawia podmiot gospodarczy w strukturze konkurencji niedoskonałej (a więc czysty monopol, oligopol lub konkurenta monopolistycznego), maksymalizującego swoje zyski zgodnie z klasyczną zasadą MC=MR. Przedstawiony schemat jest przy tym prosty gdyż zakłada liniowość wszystkich występujących tam parametrów a więc kosztu krańcowego (MC), utargu krańcowego (MR) i popytu (D). W pierwszej kolejności przedsiębiorstwo ustala poziom produkcji i sprzedaży (QM) przy którym będzie następowała maksymalizacja zysku. Następnie dla tej wielkości odczytywany jest popyt i ustalana cena monopolistyczna (PM). Dla porównania zaprezentowane jest jednocześnie na wykresie 1 rozwiązanie dla konkurencji doskonałej. Przy założeniu, że w strukturze tej koszt krańcowy zrównuje się z cena sprzedaży w optimum (MC=PPC), ustala się zarówno wielkość sprzedaży (QPC) jak i cena (PPC). Porównanie cen i ilości, jakie będą oferowane w dwóch strukturach rynku pokazuje teoretyczną różnicę w skali działania monopoli rynkowych. Firmy posiadające dominującą pozycję na rynku ustalają wyższą cenę i produkują mniej, niż w konkurencji doskonałej. Dowodzi to prawdziwości wzorów zaprezentowanych wyżej dla potrzeb ustalania Wi - straty konsumenta. Jednocześnie na wykresie zaprezentowano dwa pola, określające 9 możliwe starty wynikające dla społeczeństwa z działania firm posiadających pozycję monopolistyczną. Pole A jest to zysk monopolistyczny, jaki osiąga przedsiębiorstwo dzięki posiadaniu dominacji rynkowej. Zysk ten jest tym większy, im wyższy jest stopień monopolizacji. W literaturze ekonomicznej z zakresu działań antymonopolowej przyjmuje się, iż pole to jest wynikiem działań związanych z poszukiwaniem zysku (rent seeking) przez podmioty dominujące na rynku. Działania te polegają między innymi na zatrudnianiu prawników i lobbystów, których zadaniem jest albo ochrona pozycji przedsiębiorstwa albo umożliwienie jego dalszego rozwoju i zwiększenie stopnia monopolizacji4. Pole te nie powinno być jednak traktowane jako czysta strata wynikająca z działania monopolu. Za taką bowiem uważane jest bowiem pole B5. Ustalając jego wielkość można określić jak duża jest pusta strata monopolistyczna. Powinna być ona traktowana jako miara pogorszenia się sytuacji konsumentów z powodu opłacania cen monopolistycznych w porównaniu z cenami doskonale konkurencyjnymi. Wyraża ona wartość straconej produkcji w cenach, jakie skłonni są zapłacić ludzie za każdą straconą jej jednostkę6. Pole to przy tym składa się z dwóch obszarów reprezentujących dodatkowe zyski monopolisty otrzymywane ze sprzedaży oraz straty nadwyżki konsumentów z tytułu zakupu po cenach monopolistycznych7. Pomiar pustej straty monopolistycznej (WL) Pomiar strat, jakie ponoszą konsumenci z tytułu działania monopoli teoretycznie wydaje się rzeczą prostą. Znając podstawowe dane jak poziom cen w monopolu i konkurencji doskonałej oraz wielkości sprzedaży poszczególnych podmiotów można ustalić stratę. Jej pomiaru można dokonać obliczając pole trójkąta obrazującego tę stratę, czyli obszaru B. Używając prostego wzoru na to pole oblicza się jak duża mierząc ją w wartości pieniężnej będzie pusta strata. W praktyce uwidacznia się jednak kilka podstawowych problemów. Są to choćby takie jak niemożliwość przyjęcia liniowego modelu kosztów przychodów czy popytu. Trudność w oszacowaniu wielkości kosztu krańcowego, poziomu cen doskonale konkurencyjnych czy wreszcie ustaleniu popytu na dobra. Teoretycznie można jednak podjąć próbę ustalenia tej wielkości. Podstawą niech będzie wykres 2. 4 Por. Tollison R. D., (1982) Rent seeking, Survey, Kyklos 575, s. 587, Mithell W, M. Munger, (1991), Economic Models of Interest Groups: An Introductory Survey, American Journal of Political Science nr 512, s. 525. 5 Harberger A. C., (1954), Monopoly and Resource Allocation, American Economic Review nr 44, s. 77. 6 Varian H., (1995), Mikroekonomia, PWN, Warszawa, s. 428. 7 Obszary te są widoczne wówczas, gdy zamiast modelu liniowego, jak na wykresie 1, przyjmie się założenie o rosnącej krzywej kosztu krańcowego. Ibidem, s. 427-428. 10 P PM b PPC B MC c a MR QM D QPC Q Wykres 2. Pusta starta monopolistyczna Źródło: opracowanie własne Ustalenia wielkości pola abc można dokonać posługując się wzorem: abc=1/2x(b-a)x(c-a) Urealniając powyższy wzór do sytuacji ekonomicznej należałoby go określić następująco: Lub WL=1/2x(PM-PPC)x(QPC-QM) WL=1/2x(PM-MC)x∆Q Wyliczając stąd poziom pustej straty monopolistycznej określa się jej wielkość dla konkretnego monopolisty lub branży, w zależności, co przedstawiają sobą dane, czy pojedynczego monopolistę czy globalnie branżę, rynek. Jak już wcześniej podano, problem uproszczeń teoretycznych uniemożliwia skuteczne obliczenie w praktyce poziomu straty. Kolejną metodą próbującą rozwiązać ten problem jest kalkulacja Indeksu Lernera8. Wykorzystanie tego miernika związane jest z oceną efektywności podmiotów w sytuacji wolnokonkurencyjnej. Jego wielkość pokazuje siłę monopolizacji rynku. Im bardziej poziom wartości ustalony Indeksem Lernera odchyla się od sytuacji dla rynku doskonale konkurencyjnego tym większa jest jego siła 8 Lerner A. P., (1934), The Concept of Monopoly and the Measurement of monopoly Power, Review of Economic Studies, vol. 1, s. 157-175 – podaję za Scherer F. M., D. Ross, (1990), Industrial Market Structure and Ecomonic Performance, Houghton Mifflin Company, Boston, s. 70-71. 11 monopolistyczna i tym samym większa nieefektywność rynku. Sam indeks definiowany jest jako: M=(P –MC)/P Gdzie: M - Indeks Lernera, P - cena, MC - koszt krańcowy. Indeks przyjmuje wartość równą 0 (zero) dla sytuacji wolnokonkurencyjnej. W tym przypadku cena jest, bowiem równa kosztom krańcowym, dla poszczególnych producentów. W przypadku natomiast monopoli, cena odbiega od wartości koszu krańcowego, przewyższając ją, skutkiem czego, wartość indeksu obliczonego w powyższy sposób będzie rosła (M>0). Pokazuje to rosnącą siłę monopolistyczną analizowanego podmiotu lub branży. Indeks Lernera może być rozszerzony o ujęcie związane z elastycznością cenową popytu na wyroby firmy lub całej branży. Przyjmuje on wówczas następującą formułę: M= (P − MC ) = 1 P e gdzie e – to elastyczność cenowa popytu na wyroby branży. Formuła ta związana jest z relacją PCM – cena-koszt marginalny, która może być także związana z oceną efektywności funkcjonowania rynku. W sytuacji gdy pod uwagę bierze się liczbę firm w danej branży – rynku, powyższa formuła jest uzupełniana o liczbę firm tam działających (n): M= (P − MC ) = P 1 ne Ustalenie całkowitej wielkości pustej straty monopolistycznej będzie możliwe po przemnożeniu wielkości zysku firmy monopolistycznej przez indeks Lernera: WL=MxΠM Indeks Lernera można także zmodyfikować, posługując się wskaźnikiem koncentracji rynkowej HHI9. Formuła indeksu Lernera jest wówczas następująca: 9 HHI - Herfidahl-Hirschman Index. Wskaźnik ten pokazuje koncentracje całego rynku. Liczy się go jako sumę kwadratów udziałów rynkowych poszczególnych firm na rynku. Jego wartość może przedstawiać albo stopień koncentracji całego rynku albo dla kilku wybranych, największych na tym rynku graczy (np. 3 lub 4 przedsiębiorstw). Por. Hirschman A. O. (1964), The Paternity of an Index, American Economic Review, vol. 54, s. 761. Podaję za podaję za Scherer F. M., D. Ross, (1990), Industrial Market Structure…, op. cit., s. 72-73. 12 M = (P − MC ) = HHI P e gdzie: MC jest średnim ważonym kosztem krańcowym badanych podmiotów rynkowych. Analizują powyższe zapisy, należy stwierdzić, iż na bazie elastyczności cenowej popytu na wyroby dominującego podmiotu, lub całego rynku (branży) można uzyskać informacje o efektywności lub o stopniu nieefektywności rynku. W odniesieniu do wolnej konkurencji przyjmuje się, iż liczba firm w niej dąży do nieskończoności podobnie jak poziom elastyczności. Im zatem rynki są bardziej zmonopolizowane, i im większa jest siła rynkowa poszczególnych firm, tym wskaźnik elastyczności będzie mniejszy – bardziej nieelastyczny. Będzie to jednocześnie wskazywać na poziom nieefektywności rynku. W odniesieniu do Indeksu Lernera, będzie on wówczas przyjmować wartości coraz większe. Jak już wcześniej wspomniano, istnieje kilka problemów praktycznych związanych z ustalaniem wielkości WL. W odniesieniu do kalkulacji indeksu Lernera są być to zagadnienia dotyczące: kalkulacji kosztu krańcowego: poziom kosztu dla podmiotu dominującego, poziom MC dla sytuacji doskonale konkurencyjnej, ustalenia poziomu ceny, ze względu na: wielość produktów monopolisty, zmiany poziomu ceny w czasie, stosowanie dyskryminacji cenowej, stosowanie promocji szacowania elastyczności cenowej popytu (e) na wyroby monopolisty w związku z: szacowaniem funkcji popytu rynkowego, różnym stopniem monopolizacji poszczególnych produktów. Problemy te są możliwe w mniejszym lub większym stopniu głównie poprzez przyjęcie odpowiednich założeń, dotyczących uproszczeń w kalkulacji. Na przykład przyjęciu założenia o stałości cen lub kosztu marginalnego. 13 Case study Rynek ubezpieczeń w Polsce Rynek ubezpieczeń w Polsce ewoluował w okresie przemian transformacyjnych wywołanych zmianami gospodarczymi. Jego aktualna historia obejmująca ostatnie 14 lat funkcjonowania, nie może opisana być w prosty i krótki sposób. Ubezpieczenia w roku 1990 to system z ogromnymi naleciałościami dawnego systemu10. W roku tym funkcjonowało zaledwie 5 podmiotów. Proces zmian, zapoczątkowany wprowadzeniem w życie ustawy o działalności ubezpieczeniowej11, której jednym ze skutków było pełne otwarcie rynku na nowe podmioty, zaowocował szybkim wzrostem liczby nowych podmiotów wykonujących działalność ubezpieczeniową. Dokonano jednocześnie podziału rynku na dwie odrębne części: życiową (dział I) i majątkową (dział II). Przedsiębiorstwa musiały wybrać, w którym dziale ubezpieczeń będą chciały funkcjonować lub też musiały zakładać własne zależne firmy, które zajmowały się sprzedażą w drugim segmencie rynku. To także wpłynęło na zwiększone tempo przyrostu nowych podmiotów gospodarczych na tym rynku. Liczbę firm na rynku ubezpieczeniowych, posiadających zezwolenie na działalność w latach 1991-2003 przedstawia tabela 1. Tabela 1. Liczba podmiotów posiadających zezwolenie na prowadzenie działalności ubezpieczeniowej w Polsce w latach 1991-2004, wybrane lata Rok 1991 1994 1997 2000 2002 2003 Dział I 5 10 21 35 37 36 Dział II 19 26 32 33 36 38 Razem 24 36 53 68 73 74 Źródło: opracowanie własne na podstawie Tatulińska I., (2003), Rozwój rynku ubezpieczeń w Polsce w latach 1990 – 2002, Strona internetowa Rzecznika Ubezpieczonych: www.rzu.gov.pl oraz strona internetowa Urzędu Nadzoru: www.knuife.gov.pl, (stan na 01.06.2004) Rozwój rynku ubezpieczeń w Polsce w omawianym okresie spowodował jednocześnie przebudowę struktury jego funkcjonowania. Największe podmioty na początku okresu zmian, to jest PZU S.A. i Warta S.A. straciły panowanie na rynku. Jak wynika z tabeli 1 na rynek ten weszła znaczna grupa nowych i silnych firm, które stopniowo zaczęły odbierać dominację tym towarzystwom12. Zaczął powstawać rynek konkurencyjny. Proces ten przedstawia tabela 2. 10 Vademecum ubezpieczeń gospodarczych, red. Sangowski T., (2000), Saga Print, Poznań, s. 42. Ustawa z dnia 28.07.1990 r. o działalności ubezpieczeniowej, Dz. U. Nr 59, poz. 344, z późniejszymi zmianami. 12 Bariery rozwoju polskiego rynku ubezpieczeniowego, red. Sułkowska W,. (2000), Zamykacze, Kraków, s. 17. 11 14 Tabela 2. Udziały rynkowe dominujących podmiotów branży ubezpieczeniowej w Polsce w latach 1991-2003, dane w %, wybrane lata 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2002 2003 Rok PZU Życie 98,77 99,71 98,68 96,48 90,68 50,9 49,4 45,9 PZU S.A. 68,46 65,65 60,24 62,68 55,24 57,3 55,8 53,1 WARTA 15,85 18,10 17,55 12,67 13,28 13 13,5 12,8 Źródło: opracowanie własne na podstawie Tatulińska I., (2003), Rozwój rynku ubezpieczeń w Polsce w latach 1990 – 2002, Strona internetowa Rzecznika Ubezpieczonych: www.rzu.gov.pl oraz strona internetowa Urzędu Nadzoru: www.knuife.gov.pl, (stan na 01.06.2004). Rynek ubezpieczeń w omawianym okresie zmieniał swój stopień koncentracji. Jego transformacje prezentuje wskaźnik HHI.. Jego wielkość dla poszczególnych lat badanego okresu przedstawia tabela 3 oraz wykres 1. 12 000 10 000 8 000 6 000 4 000 2 000 0 Dział I Dział II 19 91 19 92 19 93 19 94 19 95 19 96 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 H- indeks Tabela 3. Wskaźnik koncentracji rynkowej H, dla rynku ubezpieczeń w Polsce w latach 1991-2003, wybrane lata Rok 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2002 2003 Dział I 8 981 9 768 7 672 5 141 3 769 3 281 3 095 2 635 Dział II 5 088 4 664 3 981 4 138 3 298 3 998 4 129 3 918 Źródło: obliczenia własne na podstawie informacji ze strony internetowej Urzędu Nadzoru Wykres 2. Wskaźnik koncentracji rynkowej H, dla rynku ubezpieczeń w Polsce w latach 1991-2003. Źródło: opracowanie własne. 15 Zadania 1. 2. 3. 4. Na podstawie powyższych danych przeanalizuj zmiany zachodzące na rynku ubezpieczeń w Polsce w kontekście zmian konkurencyjnych. Powiedz, w jakim stopniu twoim zdaniem rynek ten jest konkurencyjny. Widząc, że w roku 2002 łączny zysk całej branży ubezpieczeniowej wyniósł 1,5 mld zł, zaś w roku 2003 2 mld zł. Przyjmując, że wskaźnik elastyczności cenowej popytu na usługi ubezpieczeniowe wynosił odpowiednio dla działu I: 1,7 zaś działu II: 1,4 ustal wartość indeksu Lernera oraz wielkość pustej straty monopolistycznej dla obu działów ubezpieczeniowych. Powiedz, czy w odniesieniu do rynku ubezpieczeń Urząd Ochrony Konkurencji i Konsumentów powinien zwracać szczególną uwagę. Jak sadzisz, jakie zmiany na tym rynku mogą zajść po otwarciu go na konkurencję ze strony innych ubezpieczycieli działających w Unii Europejskiej? 16 Jakub Gazda Katedra Mikroekonomii Akademia Ekonomiczna w Poznaniu Zastosowanie filtra makroekonomicznych Hodrica Precotta w badaniach Zdaniem autora, punktem wyjścia badań makroekonomicznych powinno być ugruntowanie ich w adekwatnej do obszaru studiów teorii. Nie inaczej jest w przypadku filtra Hodricka-Prescotta (HP). Można potraktować filtr jako narzędzie ateoretyczne – jednak jest to podejście krótkowzroczne. Specyficzna sytuacja w polskojęzycznym piśmiennictwie ekonomicznym podsyca pragnienie prezentacji tego powszechnego w anglojęzycznej literaturze narzędzia. Istotne jest rozróżnienie pomiędzy analizą ilościową a ekonometrią. Autor postuluje potraktowanie filtra HP jedynie jako narzędzie, metodę, a nie teorię podlegającą uczonym dyskusjom. Można przyjąć, że jest to standardowa procedura służąca do wychwytywania długookresowych tendencji w szeregach makroekonomicznych. Filtr stosowany jest dla dowolnych historycznie szeregów czasowych obrazujących zmiany o charakterze makroekonomicznym. Wprowadzenie teoretyczne Na szczęcie, dla czytelnika, nie ma mowy o dyskusji, co do korzeni paradygmatycznych filtra HP. Powstał on na łonie nowej klasycznej ekonomii, choć bywa używany również przez „pozostałych” badaczy makrozjawisk. Początek lat 70 XX w. były okresem otwartej negacji keynesowskiego sposobu tłumaczenia makroekonomii. Krytykowano przymusowe bezrobocie, nieefektywność rynków (przynajmniej jako zjawisk powszechnych). Dezaprobowano również brak podstaw mikroekonomicznych modeli keynesowskich oraz zarzucano im niesatysfakcjonujące wyniki testów empirycznych. Naturalną ripostą na wspomniane zarzuty były struktury teoretyczne osadzone w „świecie” racjonalnych oczekiwań oraz oparte na nowych metodach ilościowych. W ich klimacie R. E. Lucas jr. w 1977 na podstawie modeli „wysp” wyjaśnił zmiany aktywności gospodarczej, które opierały się na twierdzeniu, iż wahania cykliczne to zbiór ruchów wokół trendu wyznaczonego dla realnego PKB danego kraju. Oczywiście tego rodzaju określenie będzie zarezerwowane tylko dla oscylacji koniunkturalnych. Jednak nic nie stoi na przeszkodzie, aby tak samo ujmować istotę fluktuacji cyklicznych dla odmiennych wielkości, tyle że wtedy trend będzie wyszukiwany w szeregu innej niż PKB zmiennej, np. chcąc wyizolować komponent cyklicznych zmian cen możemy wyodrębnić trend dla deflatora13. 13 M. Kruszka. Wyodrębnianie wahań cyklicznych, Warsztaty Makroekonometryczne, AE Poznań 2002, s.2 17 Użycie trendu deterministycznego w sformalizowanej postaci wygląda następująco: yˆt = α 0 + α1 * t + ε t ; (1) gdzie: ŷt - teoretyczna wartość trendu dla zmiennej y w okresie t; α0 α1 εt - estymator parametru liniowej funkcji trendu, określający poziom zjawiska w okresie t = 0; - estymator parametru funkcji trendu, wyrażający średni przyrost wartości badanego zjawiska; - składnik resztowy. Zatem jakikolwiek wstrząs np. wzrost podaży pieniądza powinien spowodować wzrost poziomu PKB. Jednak będzie to zmiana jedynie krótkookresowa, ponieważ gospodarka rozwija się zgodnie z trendem liniowym i po pewnym czasie wróci do swojej długookresowej ścieżki wzrostu. Ilustruje to rysunek1. Rysunek 1. Ścieżka wzrostu PKB w przypadku powrotu do trendu Źródło: B. Snowdon, H. Vane, P. Wynarczyk, Współczesne nurty teorii makroekonomii, PWN Warszawa 1998, s.254 W początku lat 80 XX w., między innymi, na skutek rozwinięcia nowych metod ekonometrycznych, szczególnie analizy VAR (wektorowej autoregresji) i testów przeprowadzonych przy ich pomocy, zaniechano wyjaśniania fluktuacji ogólnogospodarczych w sposób zaproponowany przez Lucasa. Nie negowano jednak go całkowicie. Wykazano jednak, że krótkotrwałe zjawiska pieniężne jedynie w niewielkim stopniu wyjaśniają zmienność 18 produkcji. Odrzucono również założenie o liniowości trendu w zjawiskach makroekonomicznych. Testy empiryczne przeprowadzone przez Nelsona i Plossera14 wykazały że w dynamice większości szeregów czasowych występuje proces błądzenia losowego z dryfem. Co można przedstawić formalnie: yt = µ + yt −1 + ε t ; (2) gdzie: µ - to stał reprezentująca dryf; µ >0 Zatem jednorazowe zmiany ścieżki wzrostu powodują jej trwałe odkształcenie. Zmiany mają charakter realny (podażowy), a nie monetarny czy popytowy. Przedstawia to rysunek 2. Rysunek 2. Ścieżka wzrostu PKB w przypadku trwałego wpływu wstrząsu Źródło: B. Snowdon, H. Vane, P.Wynarczyk, Współczesne nurty teorii makroekonomii, PWN Warszawa 1998, s.255 Wyjaśnienia Lucasa, podbudowane wiarą w sprawczą rolę czynników monetarnych i(lub) popytowych powodujących fluktuacje ogólnogospodarcze, zostały zaniechane na rzecz szkoły realnego cyklu koniunkturalnego (RBC). W przypadku występowania dryfu w badanym szeregu utrudnione staje opisanie zjawiska przy pomocy trendu liniowego, ponieważ podlega on zmianom w czasie. Standardowa procedura w prowadzona przez RBC polega na wyznaczeniu trendu stochastycznego i traktowania odchyleń od niego jako komponentu cyklicznego. Trend jest „gładką” krzywą, znajdowaną przy pomocy 14 por. C.R. Nelson, C.I. Plosser, Trends and Random Walks in Macroeconomics Time series: Some Evidence and Implications, Journal of Monetary Economics, September 1982 19 metody będącej formą OLS (klasycznej metody najmniejszych kwadratów). Minimalizuje się sumę kwadratów odległości od punktów, ale w taki sposób aby suma drugich różnic wartości trendu nie była zbyt duża. Stosując tę metodę unika się gwałtownych zmian przebiegu trendu i wyznaczona w ten sposób krzywa jest relatywnie „gładka”. Procedura ta to filtrowanie HP. Metoda Każdy szereg danych obrazujący przebieg zjawiska makroekonomicznego yt jest sumą składników wzrostu g t oraz składnika cyklicznego ct, gdzie: yt = g t+ ct, (3) t=1,2.......T Zakłada się, że g t, zmienia się „gładko” w czasie, ct przedstawia odchylenia od g t, których średnia w długim okresie jest bliska 0. Minimalizacja wyrażenia(4) pozwala na wyodrębnienie gt. Min { } g t T t = 1 T ∑ t =1 c 2 t + λ T ∑ [( g t =1 t − g t −1 ) − (g 2 t −1 − g t − 2 )] (4) Jedynym elementem powyższego równania, który budzi jakiekolwiek wątpliwości jest wartości parametru λ . Im wyższą wartość będzie przyjmował tym „sztywniejszy” będzie trend. Jeśli λ → ∞ rezultaty filtrowania były identyczne z zastosowaniem trendu liniowego. Dostosowanie jej do analizowanych szeregów czasowych znacznie podwyższa wartość poznawczą badania. Autorzy dyskusji dotyczącej wartości λ sugerują, że właściwe dostosowanie filtra do zmieniającej się częstotliwości obserwacji determinuje jego skuteczność. Zdecydowana większość badaczy używających filtra HP korzysta z ustaleń twórców narzędzia sugerujących dla kwartalnych λ =1600. Argumenty przemawiające taką wartością λ sprowadzają się do następujących zależności zauważonych przez Hodricka i Prescotta : 5% kwartalne odchylenia od trendu przekładają się na 8% zmianę (wzrost) trendu. Autorzy filtra pokazali zatem, że lambda może być interpretowana jako zmiany składnika cyklicznego podzielone przez wzrost składnika trendu, o ile składnik cykliczny i drugie różnice trendu są zmiennymi o średniej równej zero i rozkładzie normalnym zatem: 52/(1/8)2=1600. Jeśli badany szereg ma pierwiastek jednostkowy można 20 skorzystać z sugestii T.C. Millsa15, który proponuje zastosowanie λ z przedziału (1000 – 1050), jednak niezastosowanie się do tej sugestii nie zmienia istotnie wyników filtrowania w porównaniu z standardową wartością. Generalnie ogromną zaletą omawianego narzędzia jest możliwość badania niestacjonarnych szeregów16. W przypadku innych częstotliwości obserwacji poglądy wydają się być znacznie bardziej podzielone. Dla danych rocznych występują następujące stanowiska co do wartości λ . Po pierwsze należy liniowo dostosować parametr a co za tym idzie wynosił on będzie dla danych rocznych 400. Jednak najczęściej stosowanym jest λ = 100, choć wspomniany T.C. Mills sugeruje dobór z przedziału (5 – 10). Dla szeregów o miesięcznej częstotliwości obserwacji stosujemy λ =14400. Oczywiście również w tym przypadku występują inne sugestie, gdzie wartość parametru dochodzi do 160000. Dlaczego HP? Autor pragnie przypomnieć, iż tekst ma charakter instruktażowy. Ze względu na to pozwala sobie na pewne odstępstwa od ogólnie przyjętej formy artykułu naukowego. Jednym z wyłomów będzie odpowiedź na pytanie postawione w tytule podpunktu. Mianowicie, w przypadku filtra HP przeważają zalety. Jest prosty w użyciu, stosowanie sprowadza się do elementarnych operacji obsługi komputera, nie sprawia problemów w interpretacji, ma wiele, choć niekiedy krytykowanych, zastosowań. Jednak krytyka skupia się głównie na nieodpowiednim wykorzystaniu narzędzia a nie na jego generalnej negacji. Ograniczenia w stosowaniu filtra HP Najważniejszym podawanym przez autorów ograniczeniem jest długość szeregu poddawanego filtrowaniu. Ze względu na charakter fluktuacji makroekonomicznych oraz mechaniki narzędzia minimalna zalecana ilość obserwacji wynosi 32, co dla danych kwartalnych jest bliskie klasycznemu podejściu do cyklu koniunkturalnego. Zaleca się również przygotowanie szeregów do badania poprzez oczyszczenie ich ze składnika sezonowego. Niezastosowanie się do tej uwagi może dosyć poważnie zakłócić efekty filtrowania. Nie zaleca się również stosowania filtra jako metody w prognozowaniu. Literatura prezentuje próby modyfikacji filtra mające na celu przystosowanie go do zadań prognostycznych. Jednak ogólna konkluzja wypływająca z tego typu badań wskazuje na zdecydowanie lepsze efekty 15 T.C. Mills, Modelling Trends and Cycles in Economic Time Series, Palgrave Macmillan, 2003, s.95 E.C. Prescott, Theory ahead of business cycle measurement, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1986, s.2 16 21 przewidywań w przypadku metod stricte prognostycznych, chociażby ARIMA, niż filtra HP. Zastosowania Oprócz zaproponowanych przez autorów i omówionych w części teoretycznej w literaturze można odnaleźć inne zastosowania omawianego narzędzia. Autor użył filtr HP w szacowaniu potencjalnego PKB. W badaniu tym zakłada się, że linia trendu HP pokazuje potencjalny poziom PKB. Odchylenia powyżej linii trendu reprezentują pozytywną lukę, natomiast te poniżej linii trendu przedstawiają negatywną lukę w PKB. Efekty znajdują się na rysunku 3, gdzie przedstawiono szereg PKB Polski w latach 1995 –2003. Szereg został oczyszczony z sezonowości metodą Census II / X – 11 oraz urealniono CPI. 11,2 11,15 11,1 11,05 Y 11 Yhp 10,95 I II III IV I 1995 II III IV 1996 I II III IV 1997 I II III IV 1998 I II III IV 1999 I II III IV 2000 I II III IV 2001 I II III IV I 2002 II III IV 2003 Rysunek 3. Luka PKB wyznaczona przy pomocy filtra HP Źródło: J. Gazda, B. Godziszewski, OUTPUT GAP IN POLISH ECONOMY, (w druku) Ćwiczenie 1 1. Kwartalne obserwacje urealnionego (2000=100) i oczyszczonego sezonowo produktu krajowego brutto Stanów Zjednoczonych 1955:I – 2004:I należy odnaleźć na stronie http://www.stlouisfed.org/. Niezbędne do korzystania z bazy danych jest zalogowanie. Procedura logowania opisana jest na powyższej stronie. 22 2. Plik zapisany jest w formacie *.xls, zatem może zostać otwarty w każdym pakiecie biurowym (w ćwiczeniu opisany jest sposób postępowania dla Word 2000). Po otwarciu pliku proszę zaznaczyć, ze względu na ograniczenia wersji niekomercyjnej, do 200 obserwacji, przekopiować tak zaznaczony szereg w ramach jednego dokumentu. W menu edycja wybrać opcję zamień a następnie wszystkie przecinki zamienić na kropki - jest to wymóg programu PC-GIVE. W ćwiczeniu zaznaczono szereg 1975:1 - 1984:1 3. Kolejnym krokiem jest otwarcie programu PC-GIVE. W górnym pasku należy wybrać file – new – database. W okienku frequency w zależności od częstotliwości posiadanych danych wybieramy odpowiednią opcję. 4. Po wykonaniu kroków z pkt.3 pojawią się kolumny, w które należy wkleić wcześniej przygotowane dane. Następnie na pasku ikon wybieramy kalkulator – funkcje – smooth_hp. W górnej części kalkulatora pojawi się: smooth_hp (VAR,LAMBDA,VAR_DEST), gdzie: VAR – oznacza zmienną poddawaną filtrowaniu, LAMBDA – to wartość parametru λ , VAR_DEST – reprezentuje docelowy szereg, w którym zapisane będą dane reprezentujące trend HP. Po naciśnięciu klawisza ENTER pojawi się okienko Destination name, gdzie ponownie wpisujemy nazwę, którą użyliśmy dla VAR_DEST. Należy zwrócić szczególną uwagę na zapis oraz wielkość liter. Jakiekolwiek błędy mogą uniemożliwić przeprowadzenie badania. W badaniu przyjęto λ - 1600. Efekt powyższego ćwiczenia widoczne są na rysunku 4. 23 67 62 57 52 47 PKB PKB_HP 42 83 19 82 19 81 19 80 19 79 19 78 19 77 19 76 19 75 19 19 75 37 Rysunek 4. Kwartalne PKB realne (2000=100), oraz trend HP, Stany Zjednoczone 1975:1 – 1984:1 Źródło: Opracowanie własne Ćwiczenie 2 Ze względu na charakter szeregu użytego w ćwiczeniu 1, trend HP w dużych fragmentach przebiegu pokrywa się z danymi oryginalnych. Dla porównania rysunek 5 przedstawia wahania stopy bezrobocia w Stanach zjednoczonych w okresie od 1948:1 do 1963:12. Posługując się wskazówkami z ćwiczenia 1 proszę wykonać powyższe badanie. 24 7,3 6,3 5,3 4,3 St. Bez. St. Bez_HP Liniowy (St. Bez.) 3,3 1957 1948 2,3 Rysunek 5.Miesięczne wahania stopy bezrobocia w Stanach Zjednoczonych 1948:1 - 1963:12 Źródło: Opracowanie własne Pomimo usunięcia składnika sezonowego szereg ten wykazuje znaczne wahania. Dla porównania uzupełniono wykres o trend liniowy. Bezdyskusyjnie widoczne jest lepsze dopasowanie trendu HP, niż liniowego do danych rzeczywistych. Literatura: 1. 2. 3. 4. 5. 6. Gazda J., Godziszewsk B., OUTPUT GAP IN POLISH ECONOMY, (w druku) Hodrick R. J, Prescott E.C., Postwar US business cycles: An empirical investigation, Journal of Money, Credit and Banking 29(1), February, 1997 Kruszka M., Wyodrębnianie wahań cyklicznych, Warsztaty Makroekonometryczne, AE Poznań 2002 Kydland F.E., Prescott E.C., Time to Build and Aggregate Fluctuations, Econometrica, 50(6),November, 1982 Kydland F.E., Prescott E.C., Business Cycle: Real Facts and Monethary Myth, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, Spring 1990. Nelson C.R., Plosser C.I., Trends and Random Walks in Macroeconomics Time series: Some Evidence and Implications, Journal 25 of Monetary Economics, September 1982 Prescott E.C., Theory ahead of business cycle measurement, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1986 8. Ravn M.O, Uhlig H., On Adjusting the HP – filter for the frequency of Observations, 9. Room M., Potential Output Estimates for Central and East European Countries Using Production Function Method, Eesti Pank, Tallinn 2001 10. Snowdon B., Vane H., Wynarczyk P., Współczesne nurty teorii makroekonomii, PWN Warszawa 1998 7. 26 Dr Michał Kruszka Katedra Mikroekonomii Akademia Ekonomiczna w Poznaniu Elastyczność popytu i podaży (ujęcie algebraiczne i graficzne) Uwagi wstępne Analiza elastyczności popytu i podaży stanowi obowiązkowy element podstawowego kursu mikroekonomii. Niestety, często sprawia ona studentom znaczną trudność, a niemal powszechne jest niedostrzeganie związków pomiędzy poszczególnymi rodzajami elastyczności popytu. W niniejszej pracy przedstawiono proste narzędzia, zarówno algebraiczne, jak i graficzne, które mogą pomóc w dokładniejszym zrozumieniu i interpretacji elastyczności. Autor ma nadzieję, że ich zastosowanie znacznie ułatwi przyswajanie zagadnień mikroekonomicznych. Elastyczność cenowa popytu Prawo popytu jest tak kardynalną prawidłowością, iż nawet początkujący studenci ekonomii potrafią je intuicyjnie zrozumieć. Oczywiście studencką intuicję należy wzbogacić o wiedzę dotyczącą choćby istoty warunku ceteris paribus, a w dalszej kolejności pojawia się problem znalezienia związku między malejącą użytecznością krańcową, a zachowaniem się konsumenta postępującego zgodnie z prawem popytu. Jeśli jednak trzymać się literalnie brzmienia tego prawa i zadać pytanie: co stanie się z ilością kupowanych paczek papierosów, rowerów górskich i telewizorów w przypadku wzrostu ich ceny o 20 złotych (ceteris paribus), to odpowiedź nasuwa się sama – ilość kupowanych dóbr spadnie. W tym miejscu pojawia się jednak następne pytanie: czy w każdym przypadku spadek ilości będzie taki sam? Oczywiście, że nie, choć bezwzględna zmiana ceny była taka sama – zawsze 20 złotych. Ten przykład wyjaśnia znaczenie umiejętności analizy elastyczności jako miary reakcji ilości popytu na zmiany ceny lub innej determinanty, o ile zmiany te dają się kwantyfikować. W związku z tym definicję elastyczności cenowej (Ep)stanowi wyrażenie: % ∆QDX Ep = (1) ; % ∆PX – ilość popytu na dobro X; gdzie: QDX PX – cena dobra X. Wzór (1) można zapisać w inny sposób: 27 ∆QDX Q ∆QDX PX 1 ∆QDX PX 1 = ; (2) E p = DX 1 = ∆PX QDX 1 ∆PX ∆PX QDX 1 PX 1 – początkowa ilość popytu na dobro X; gdzie: QDX1 PX1 – początkowa cena dobra X. Stosując podstawy rachunku różniczkowego można wreszcie uzyskać postać: dQDX PX 1 P (3) = QDX ' ( PX ) X 1 ; Ep = dPX QDX 1 QDX 1 gdzie: QDX’(PX) – wartość pochodnej z funkcji popytu17, w której cena dobra X jest argumentem. Ostatnie wyrażenie jest uniwersalnym narzędziem algebraicznego pomiaru elastyczności cenowej popytu, jednakże warunkiem jego zastosowania jest dysponowanie matematycznym zapisem równania popytu. Dla przykładu można posłużyć się funkcją liniową. Utrzymując w mocy ekonomiczną konwencję zapisu ceny na osi rzędnych, a ilości popytu na osi odciętych, funkcja ma postać: (4) PX = aQDX + b. Relacja (3) wymaga jednak, by argumentem była cena, zatem funkcję (4) należy zapisać jako: QDX = (5) Wówczas QDX’(PX) = 1 b PX – . a a 1 , natomiast elastyczność cenowa to: a PX 1 1 PX 1 = . a QDX 1 PX 1 − b Współczynnik b informuje o miejscu zaczepienia linii popytu na osi rzędnych, jest więc miarą wskazującą na maksymalny poziom ceny. W związku z tym wyrażenie PX1 – b jest mniejsze od zera, a zatem EP < 0. Szczególne wypadki zachodzą w sytuacji, gdy PX1 = 0, a wówczas EP = 0 oraz, gdy PX1 = b, a wtedy EP = – ∞. Formułę (6) można z powodzeniem stosować również do badania łukowej elastyczności cenowej, tyle że wówczas zamiast początkowej ceny PX1 należy podstawić średnią arytmetyczną z początkowej i końcowej ceny. (6) Ep = 17 W literaturze przedmiotu można spotkać opinie, iż tylko funkcja o ogólnej postaci QDX = f (PX) może być nazywana funkcją popytu, natomiast zależność PX = f1 (QDX) należy określić mianem odwróconej funkcji popytu. Zob. H. L. Varian, Mikroekonomia. Kurs średni. Ujęcie nowoczesne, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1995, s. 129. 28 ĆWICZENIE 1 Odwrócona funkcja popytu ma postać PX = -4QDX + 100. a) Określ elastyczność cenową popytu przy cenie równej 80 b) Określ elastyczność cenową popytu przy ilości równej 10 c) Określ łukową elastyczność cenową popytu przy zmianie ceny z 40 do 50. ROZWIĄZANIE Ad a) Chcąc zastosować wzór (3) trzeba wyjściową funkcję doprowadzić do 1 postaci QDX = - PX + 25. Jeśli PX1= 80, to QDX1= 5. Zatem 4 P 1 80 E p = QDX ' ( PX ) X 1 = − × = −4 . QDX 1 4 5 Znacznie łatwiej jest jednak wykorzystać formułę (6). Wyraz wolny wyjściowej PX 1 80 80 funkcji, czyli b, wynosi 100. Zatem: E p = = = = −4 . PX 1 − b 80 − 100 − 20 Otrzymany wynik należy odpowiednio zinterpretować. Ponieważ bezwzględna wartość współczynnika elastyczności cenowej popytu jest większa od jeden, to popyt okazuje się być względnie elastyczny. Interpretacja uzyskanej wartości −4 ( E p = −4 ) będzie prostsza, gdy zapisze się ją jako E p = i skorzysta z 1 definicji (1). Wówczas widoczne staje się, iż wzrost ceny o 1 % wiązał się ze spadkiem ilości popytu o 4 %. Tym samym ujawnia się relatywnie silna reakcja konsumentów na zmiany ceny badanego dobra. Wystarczyła bowiem podwyżka wynosząca zaledwie 1 %, a ilość nabywanych dóbr spadła o 4 %. Jeśli utrzymamy w mocy wartość Ep, natomiast przyjmiemy, że cena wzrasta o 10 %, to wówczas jeszcze łatwiej zauważyć jak mocno „czuli” na ceny są nabywcy, gdyż tym razem spadek ilości popytu wyniesie aż 40 %. Pamiętając o tym, że przychód całkowity (TR) jest iloczynem ceny i ilości popytu, zrozumiałe staje się, iż w przypadku popytu elastycznego podwyższanie ceny doprowadzi do spadku wartości utargu. O ile bowiem wyższa cena zapewnia większy jednostkowy wpływ ze sprzedaży, o tyle silnie spadająca ilość powoduje utratę korzyści ze wzrostu P, jak również pojawienie się dodatkowego spadku TR. Stwierdzenie to bazuje na wartości Ep, która dowodzi, iż zmiany QDX i PX mają się jak – 4:1. Oczywiście rozumowanie można odwrócić i spojrzeć na problem TR od strony obniżki ceny. Wówczas jednostkowy utarg jest mniejszy, ale z nawiązką rekompensuje to wzrost ilości sprzedaży. Zatem pomiar Ep pozwala na podejmowanie decyzji w sprawie polityki 29 cenowej, o ile kryterium decyzji jest maksymalizacji przychodów całkowitych18. Przypadek omawiany w tym zadaniu wskazuje na to, że popyt jest względnie elastyczny, a zatem drogą do zwiększania TR jest obniżanie ceny. Ad b) Jeśli QDX1= 10, to PX1= 60. W związku z tym PX 1 60 60 3 = = =− . Ep = PX 1 − b 60 − 100 − 40 2 I tym razem popyt jest elastyczny, gdyż (pomijając znak) Ep jest większa od jeden. Jednakże teraz wzrost ceny o 2 % wywoła tylko 3 % spadek ilości popytu, zatem popyt jest już mniej elastyczny niż w przypadku z poprzedniego podpunktu ćwiczenia. Oznacza to wyczerpywanie się możliwości zwiększania przychodów całkowitych poprzez obniżki ceny. Ad c) Jeśli PX1= 40, a PX2= 50, to średnia cena PX = 45. Wówczas łukowa PX 45 45 9 = = =− . PX − b 45 − 100 − 55 11 W tym przypadku bezwzględna wartość Ep jest mniejsza od jeden, a więc popyt jest względnie nieelastyczny lub względnie sztywny. Wzrost ceny o 11 % skojarzony będzie ze spadkiem ilości popytu tylko o 9 %. Oznacza to względną „nieczułość” nabywców na zmiany ceny, a więc możliwość wzrostu TR poprzez podwyższanie ceny. elastyczność popytu wynosi E p = Wzór (6) daje podstawę do błyskawicznego porównywania wartości elastyczności cenowej popytu przy danej wysokości ceny. Okazuje się bowiem, że krzywa wyżej zaczepiona na osi rzędnych (a więc z większym współczynnikiem b) charakteryzuje się mniejszą, co do bezwzględnej wartości, elastycznością cenową popytu. 18 Elastyczność cenowa jest też bardzo pomocna w podejmowaniu decyzji o maksymalizacji zysku. Racjonalnie działające przedsiębiorstwo powinno wówczas prowadzić politykę cenową bazującą na optymalnym narzucie na koszt krańcowy. Narzut ten jest odwrotnie proporcjonalny do bezwzględnej wartości z Ep. Tego rodzaju tematyka wymaga jednak wyjaśnienia zagadnień związanych z warunkiem maksymalizacji zysku i zależnością między przebiegiem krzywej popytu a stopniem konkurencyjności rynku. W związku z tym pominięto ją w niniejszym opracowaniu, gdyż znacząco wykracza poza zakreślone pole badawcze. Czytelnik może zapoznać się z regułą narzutu na koszt krańcowy w :W. F. Samuelason, S. G. Marks, ekonomia menedżerska, PWE, Warszawa 1998, s. 123 – 126. 30 ĆWICZENIE 219 Uszereguj krzywe z rysunku 1 według elastyczności cenowej popytu określanej dla ceny P1. ROZWIĄZANIE Stosując wzór (6) można natychmiast zauważyć, że w tym przypadku PX1=P1, a więc jest to wielkość stała dla wszystkich krzywych. W związku z tym o wartości elastyczności cenowej decyduje parametr b, czyli miara wskazująca na miejsce zaczepienia krzywej popytu na osi rzędnych. Najniżej na tej osi jest umieszczona krzywa D1, a więc charakteryzuje się ona największą bezwzględną wartością elastyczności cenowej liczonej dla P1. Mniej elastyczny jest popyt zilustrowany krzywą D2, a jeszcze mniejsza wartość Epprzypada na krzywą D3, choć ma ona takie same nachylenie co linia D1. Dzięki temu jasne się staje, że elastyczność nie jest tożsama z nachyleniem krzywej. Linia D4 ma z kolei ten sam poziom elastyczności cenowej, to krzywa D3, co wynika z faktu wspólnego zaczepienia na osi ceny. P D2 P1 D3 D4 D1 Q Rysunek 1. Elastyczność cenowa dla różnych krzywych popytu Źródło: opracowanie własne na podstawie M. Nieswiadomy, A Note of Comparing the Elasticities of Demand Curves, Journal of Economic Education, Spring 1986, s. 126 Stosując rozumowanie zawarte w rozwiązaniu ćwiczenia 2 można dokonać korekty często spotykanego uchybienia logicznego w prezentacji dyskryminacji cenowej trzeciego stopnia. Maksymalizacja zysku przez monopolistę stosującego tego rodzaju politykę cenową wymaga zrównania wartości kosztu krańcowego z wartością przychodu krańcowego każdego z segmentów rynkowych. Ponieważ wartość przychodu ze sprzedaży dodatkowej 19 Ćwiczenie oparto na uwagach zamieszczonych w: M. Nieswiadomy, A Note of Comparing the Elasticities of Demand Curves, Journal of Economic Education, Spring 1986, s. 125 – 126. 31 jednostki produktu można wyrazić jako: 1 ); (7) MR = P(1+ Ep gdzie: MR – przychód krańcowy, zrównanie wartości tych przychodów wymaga, aby: (8) P1(1+ 1 1 ) = P2(1+ ). E p1 E p2 Jeżeli P1 ma być większe od P2, to równanie (8) będzie spełnione tylko wówczas, gdy Ep1< Ep2, czyli monopolista sprzedaje swoje produkty drożej, na tym z segmentów, który charakteryzuje się mniejszą elastycznością cenową popytu20. Takie postawienie sprawy oznacza traktowanie elastyczności jako parametru, podczas gdy jest to wielkość podlegająca zmianom. Stwierdzenie, że Ep1< Ep2niczego nie wyjaśnia, gdyż z założenia chodziło o zróżnicowanie cen, a jeśli elastyczność zależy od wysokości ceny, a tak jest, to zróżnicowanie elastyczności jest tautologią. Pomocne jest jednak sięgnięcie do wzoru (6), przy założeniu, że segmentowe odwrócone funkcje popytu są liniowe, tj. P1 = a1Q1 + b1 i P2=a2Q2 + b2. Dodatkowo zastrzegamy, że b2 > b1, a więc dla każdego poziomu ceny popyt drugiego segmentu jest mniej elastyczny w porównaniu z popytem pierwszego segmentu. Przemnażając funkcje ceny przez ilość popytu uzyskać można relacje opisujące przychód całkowity, a obliczając ich pochodne względem ilości otrzymuje się funkcje przychodów krańcowych: (9) MR1 = 2a1Q1 + b1; (10) MR2 = 2a2Q2 + b2. Przyjmijmy, że wartość kosztu krańcowego całego rynku zrównana z wartością przychodu krańcowego całego rynku (będącego sumą MR1 i MR2) wynosi c. Maksymalizacja zysku wymaga wówczas, by MR1 = c i MR2 = c. W efekcie: (11) (12) (13) 20 c − b1 ; 2a1 c − b2 Q2 = . 2a2 Podstawiając te ilości do odpowiednich funkcji popytu otrzymujemy: Q1 = P1 = c + b1 ; 2 Zob. E. Czarny, E. Nojszewska, Mikroekonomia, PWE, Warszawa 2000, s. 162. 32 c + b2 . 2 Pamiętając o zastrzeżeniu, iż b2 > b1 jednoznacznie otrzymuje się wynik wskazujący, że P2 > P1. Ponieważ zależność (6) pokazuje, że popyt na drugim segmencie jest mniej elastyczny, niż na pierwszym, udaje się dowieść, że monopol stosujący dyskryminację trzeciego stopnia sprzedaje tam swoje produkty po wyższych cenach. Równocześnie unika się traktowania elastyczności jako stałego parametru. Powyższe uwagi o tym, że elastyczność nie jest parametrem odnoszą się generalnie do liniowej funkcji popytu. Jednakże zależność (6) wiążącą elastyczność z miejscem zaczepienia krzywej popytu na osi rzędnych można także stosować do nieliniowych funkcji. Wówczas jednak należy dokonać pomiaru elastyczności poprzez narysowanie stycznej do krzywej popytu i poprowadzenie takiej stycznej do osi cenowej. Reszta rozumowania pozostaje bez zmian. Wyjątkiem jest funkcja popytu o ogólnej postaci21: (15) QDX = aPXα i α < 0. Stosując wzór (3) okazuje się, że QDX’(PX)= α aPXα -1, a wtedy: (14) P2 = P αaPX α PX 1 = αaPX α −1 X α = =α . QDX 1 aPX aPX α W przypadku takiej funkcji elastyczność cenowa jest więc parametrem α. (16) E p = QDX ' ( PX ) Elastyczność cenowa podaży Ogólna definicja elastyczności cenowej podaży jest niemal taka sama jak w przypadku elastyczności popytu, oczywiście we wzorze (1) miejsce ilości popytu zajmuje ilość podaży. Jednakże dosyć często podręczniki do mikroekonomii poprzestają tylko na przybliżonych metodach graficznego określenia wartości elastyczności cenowej podaży. Rysunek 2 pokazuje tego rodzaju podejście. Ponieważ krzywa S1 wychodzi z początku układu współrzędnych, to charakteryzuje się jednostkową elastycznością cenową podaży. Krzywa S2 rozpoczyna się na osi rzędnych, więc cenowa elastyczność podaży jest większa niż 1, natomiast krzywa S3 rozpoczyna się na osi odciętych, a wówczas elastyczność cenowa podaży jest mniejsza od 1. Dociekliwy student powinien wówczas zadać pytanie: a skąd to wiadomo? 21 H. L. Varian, Mikroekonomia. Kurs średni. Ujęcie nowoczesne, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1995, s. 288. 33 P S2 S1 S3 P1 Q Rysunek 2. Elastyczność cenowa dla różnych krzywych podaży Źródło: opracowanie własne na podstawie T. Kamińska, B. Kubska – Maciejewicz, J. Laudańska – Trynka, Teoria podejmowania decyzji przez podmioty rynkowe. Wybrane problemy z mikroekonomii, Wydawnictwo Uniwersytetu Gdańskiego, Gdańsk 1995, s. 37. Odpowiedź tkwi we wzorze (3). Jeśli krzywa podaży wychodzi z początku układu współrzędnych i jest prostą, to odwrócona funkcja podaży ma 1 1 postać P = aQS i a > 0. Wówczas QS = P , QS’(P)= , a więc: a a P1 1 P1 E s = QS ' ( P ) = =1; (17) QS 1 a 1 P 1 a – elastyczność cenowa podaży. gdzie: Es Jeszcze szybciej do tego wniosku można dojść pamiętając, że zależność (3) można przeformułować do postaci (6). W przypadku krzywej S1 wyraz wolny (b) wynosi 0, a więc zgodnie ze wzorem (6): P (18) Es = 1 = 1 . P1 Funkcja opisująca krzywą S2 ma dodatni wyraz wolny, więc wyrażenie P1 Es = musi być większe od 1, gdyż mianownik jest mniejszy od licznika. W P1 − b tym miejscu należy pamiętać, że tym razem parametr b opisuje minimalną cenę, zatem Es jest liczbą dodatnią dla każdej ceny P1 większej od b. Jeśli linia podaży wychodzi z osi odciętych, to w odwróconej funkcji P1 podaży parametr b jest ujemny, a więc wyrażenie Es = jest tym razem P1 − b mniejsze od 1, gdyż mianownik jest większy od licznika. I tym razem trzeba zauważyć, że Es jest dodatnia, gdyż licznik i mianownik są większe od zera. 34 Ponownie można wspomnieć, iż zależność (6) można stosować do nieliniowych funkcji podaży, tyle, że b odnosi się wówczas do równania stycznej do wykresu podaży. Także uwagi o funkcji opisanej równaniem (15), ze stałą elastycznością cenową, pozostają w mocy, o ile α > 0. Elastyczność krzyżowa (mieszana) popytu Graficzna analiza elastyczności cenowej popytu wymaga znajomości przebiegu krzywej popytu. Dokładniejsze poznanie teorii zachowania się konsumenta i zasad podejmowania optymalnych wyborów pozwalają prześledzić zmiany położenia punktu optimum w odpowiedzi na zmiany ceny jednego z dóbr. W efekcie można skonstruować wykres prezentujący indywidualną krzywą popytu, a dalej wykres krzywej popytu rynku, dającą podstawę do szacunku Ep . Ilustracją tego rodzaju analizy jest rysunek 3. QY II I E1 QX1 E2 QX QX2 PX D S3 PX1 PX2 QX QX1 QX2 Rysunek 3. Wyprowadzenie indywidualnej krzywej popytu na dobro X. Źródło: opracowanie własne na podstawie T. Kamińska, op.cit., s. 60. Przesunięcie linii budżetowej z położenia I do II oznacza spadek ceny dobra X, ceteris paribus, co można poznać do tym, iż rośnie maksymalna ilość zakupów dobra X. Wówczas punkt optimum konsumenta przesuwa się z E1do E2. Przenosząc wielkości optymalnych zakupów QX1 i QX2 na nowy układ współrzędnych wraz z poziomami ceny PX1 i PX2, a następnie łącząc je w 35 odpowiednie punkty, otrzymuje się krzywą D, pozwalającą już na pomiar Ep, choćby tak jak na rysunku 1. Jednakże górny panel rysunku 3 stanowi też znakomitą ilustrację analizy elastyczności krzyżowej (mieszanej) popytu, definiowanej jako: % ∆QDY (19) ; Ec = % ∆PX gdzie: Ec – elastyczność krzyżowa (mieszana) popytu, QDY – wielkość popytu na dobro Y. W celu uchwycenia wartości Ec należy połączyć punkty optimum E1 i E2, tworząc krzywą cena - konsumpcja22, tak jak to uczyniono na rysunku 4. QY QY2 QY1 QY a) II I E1 I E2 QX1 QX2 II c) QY1=QY2 QX II b) E1 E2 QX1 QX2 QX QY I QY1 QY2 E1 QX1 E2 QX2 QX Rysunek 4. Przebieg krzywej cena – konsumpcja w zależności od elastyczności krzyżowej popytu.. Źródło: opracowanie własne na podstawie T. Kamińska, op.cit., s. 58. Na panelu a) widać, że spadek ceny dobra X nie tylko wywołał wzrost QX, ale też QY. Z tego względu w ułamku opisanym wzorem (19) mianownik byłby ujemny, a licznik dodatni. W efekcie Ec < 0, a więc dodatnio nachylona krzywa cena – konsumpcja charakteryzuje dobra komplementarne. Tym samym wzrost ceny jednego z dóbr zostaje skojarzony ze spadkiem ilości konsumpcji drugiego dobra. 22 Niemal w każdym z podręczników do mikroekonomii można spotkać inną nazwę tej krzywej, np. krzywa oferty cenowej, krzywa ekspansji cenowej, cenowa krzywa konsumpcji itd. 36 Przykładowo, spadek cen samochodów powinien wywołać wzrost ilości nabywanych samochodów, co jest zgodne z działaniem prawa popytu. Ponieważ korzystanie z samochodu wymaga jednoczesnego korzystania z opon, a więc są to dobra komplementarne, to wzrost ilości sprzedanych samochodów wywoła powiększenie się konsumpcji opon, choć ich cena pozostała bez zmian. W związku z tym Ec jest mniejsza od 0 Panel b) ilustruje brak reakcji konsumpcji dobra Y (QY1=QY2) na zmiany ceny dobra X. W tym przypadku licznik wyrażenia (19) równa się zero, podobnie jak Ec. Zatem krzywa cena – konsumpcja równoległa do osi ilustruje dobra niezależne. Wreszcie panel c) pokazuje, iż dobra X i Y są substytucyjne, gdyż spadek PX wywołał zmniejszenie się QY, a wówczas Ec > 0. Przykładowo, spadek ceny biletów lotniczych na trasie Warszawa – Londyn, wywołany pojawieniem się „tanich” przewoźników, wiąże się ze wzrostem ilości osób korzystających z ich usług. Jest to zgodne z prawem popytu. Inną metodą dotarcia z Warszawy do Londynu jest skorzystanie z przejazdu autokarowego, a więc obie usługi są dla siebie substytutami. Wyraźny spadek ceny przelotu należy skojarzyć ze spadkiem zainteresowania przejazdami, choć ich cena pozostała bez zmian. Wówczas Ec okazuje się być większą od 0. Elastyczność dochodowa popytu Ponownie korzystając z górnego panelu rysunku 3 można też przeanalizować kształtowanie się elastyczności dochodowej popytu. W tym celu należy jednak odwołać się do graficznego ujęcia efektu dochodowego i substytucji w interpretacji J. R. Hicksa. Przejście od punktu E1 do E2 na rysunku 3 ilustruje efekt całkowity zmiany ceny dobra X. Jak wcześniej wykazano, na tej podstawie można prześledzić kształtowanie się Ep i Ec. Jednakże efekt całkowity można też rozbić na składowe, tj. efekt substytucji i dochodowy – patrz rysunek 5. Pierwotna linia budżetu I zostaje przesunięta do położenia II, a więc punkt optimum E1 nie jest możliwy do utrzymania. Gdyby jednak konsument chciał pozostać na tej samej krzywej obojętności U, a zatem nie zależałoby mu na zmianie użyteczności, to sytuację optymalną zapewniłby mu dochód ilustrowany krzywą III i punkt E1’. Przejście od E1 do E1’ to efekt substytucji, natomiast wpływ efektu dochodowego i przejście na wyższą linię budżetu II zależy od reakcji ilości popytu na zmianę dochodu, czyli elastyczności dochodowej definiowanej jako: % ∆Q X (20) ; EI = % ∆I gdzie: EI – elastyczność dochodowa popytu, I – dochód. 37 QY I II A B C E1 E1’ U III QX1 QX QX1’ Rysunek 5. Efekt substytucji i dochodowy a elastyczność dochodowa popytu. Źródło: opracowanie własne na podstawie J. F. Heavey, A Simple Geometry of Income Elasticities, Journal of Economic Education, Fall 1994, s. 305. Na rysunku 5 należy poprowadzić pionową linię (A) przechodzącą przez pierwotny punkt optimum E1, również pionową linię (B) należy poprowadzić przez punkt E1’. Przez ten punkt trzeba też poprowadzić półprostą łączącą go z początkiem układu współrzędnych (C). W ten sposób linia budżetowa II została podzielona na 4 strefy. Jeśli ostateczny punkt optimum, tj. E2 znajdzie się na lewo od linii A, to dobro X jest dobrem Giffena. Jeśli E2 położone będzie między linią A i B, to X jest dobrem podrzędnym, ale nie Giffena. Usytuowanie E2 między liniami B i C oznacza, że X jest dobrem podstawowym, a E2 na prawo od C wskazuje na to, że X jest dobrem wyższego rzędu (luksusowym). Prześledźmy dokładniej te związki: a) E2 na lewo od prostej A => linia budżetu jest równolegle przesunięta z położenia III do II=> dochód wzrósł => we wzorze (20) mianownik jest dodatni. Dodatkowo QX2 jest na lewo od QX1 => we wzorze (20) licznik jest ujemny => EI < 0 => dobro jest podrzędne. Równocześnie próba wyprowadzenie indywidualnej krzywej popyty na dobro X, tak jak na rysunku 3, doprowadziłaby do powstania krzywej o dodatnim nachyleniu = > dobro X łamie działanie prawa popytu, a więc jest dobrem Giffena. b) E2 między prostymi A i B=> linia budżetu jest równolegle przesunięta z położenia III do II=> dochód wzrósł => we wzorze (20) mianownik jest dodatni. Dodatkowo QX2 jest na lewo od QX1’ => we wzorze (20) licznik jest ujemny => EI 38 < 0 => dobro jest podrzędne. Równocześnie wyprowadzenie indywidualnej krzywej popyty na dobro X, tak jak na rysunku 3, doprowadzi do powstania krzywej o negatywnym nachyleniu, gdyż QX2 > QX1 = > dobro X nie łamie działania prawa popytu, a więc jest dobrem podrzędnym, ale nie Giffena. c) E2 między prostymi B i C=> linia budżetu jest równolegle przesunięta z położenia III do II=> dochód wzrósł => we wzorze (20) mianownik jest dodatni. Dodatkowo QX2 jest na prawo od QX1’ => we wzorze (20) licznik jest dodatni => EI > 0 => dobro jest normalne. Równocześnie dobro X będzie dobrem podstawowym, jeśli część dochodu wydatkowana na X w punkcie E1’ będzie większa niż w punkcie E2. Gdyba tak było to: PX × Q X 1' PX × Q X 2 . (21) > I1 I2 Ponieważ konsument wydaje cały swój dochód, zależność (21) można zapisać jako: PX × Q X 1' PX × Q X 2 (22) . > PX × Q X 1' + PY × QY 1 PX × Q X 2 + PY × QY 2 Linia C może zostać opisana funkcją QY = a1QX, natomiast hipotetyczny promień łączący punkt E2 z początkiem układu współrzędnych miałby funkcję QY = a2QX. Zatem w punkcie E1’ ilość dobra Y wynosi a1QX1’, natomiast w punkcie E2 ilość ta równa jest a2QX2. Inaczej rzecz biorąc: PX × Q X 1' PX × Q X 2 (23) , > PX × Q X 1' + PY × a1Q X 1' PX × Q X 2 + PY × a2Q X 2 (24) ( PX × Q X 1' ) × ( PX × Q X 2 + PY × a2Q X 2 ) > ( PX × Q X 2 ) × ( PX × Q X 1' + PY × a1Q X 1' ) (25) PX2 × QX1’ × QX2+PX × QX1’ × PY × a2QX2 > PX2 × QX1’ × QX2+PX × QX2 × PY × a1QX1’ (26) PX × QX2+PY × a2QX2 > PX × QX2+PY × a1QX2 (27) PY × a2QX2 > PY × a1QX2 (28) a2 > a1 Jeśli E2 leży między liniami B i C to faktycznie a2 jest większe od a1, więc dobro X bez wątpienia jest dobrem podstawowym. d) E2 leży na prawo od linii C – dowód jak w podpunkcie c), tyle że wówczas a2 < a1, co pokazuje, że X jest dobrem wyższego rzędu. Modyfikacja rysunku 5 pozwala również na analizę EI w oparciu o krzywą Engla. Dodatkowo trzeba jednak prześledzić kształtowanie się krzywej dochód – konsumpcja, łączącej punkty optimum powstałe na skutek zmiany dochodu, czyli w naszym przypadku punkty E1 i E2. 39 QY b) QY QY2 III 90° II E1 a) E2 QY1 I I I2 QX QX1 QX2 I1 I c) I2 I1 d) I2 I1 QY QX1 QX2 QY1 QY2 QX Rysunek 6. Wyprowadzenie krzywej Engla dla dóbr normalnych. Źródło: opracowanie własne. Panel a) rysunku 6 pokazuje krzywą dochód konsumpcja. Przenosząc dane o optymalnych zakupach dobra X, wraz z wielkością dochodów, na nowy układ współrzędnych (panel d)) konstruuje się krzywą Engla dla dobra X. Podobnie można postąpić z ilościami zakupów dobra Y, co pokazuje panel b). Jego obrót w prawo o 90 stopni daje w efekcie obraz krzywej Engla dla dobra Y. Jeśli przyjąć, że są to linie proste, to ponownie można zastosować wzór (3), tyle że w postaci: (29) EI = dQ X I1 I = QX ' ( I ) 1 dI Q X 1 QX 1 Ponieważ obie krzywe Engla mają dodatnie nachylenie, to QX’(I) > 0, a więc EI > 0, co oznacza, że są to dobra normalne. Sytuację, gdy jedno z dóbr jest podrzędne prezentuje rysunek 7. 40 QY b) QY a) E2 90° QY2 E1 QY1 I I2 I II QX1 I1 III QX2 I c) QX d) I2 I2 I1 I1 QY QY1 QY2 QX2 QX1 QX Rysunek 7. Wyprowadzenie krzywej Engla dla dobra normalnego i dobra podrzędnego. Źródło: opracowanie własne. Panel a) i d) pokazują, że dobro X jest podrzędne, gdyż wzrost dochodu związany jest ze spadkiem optymalnej ilości nabywanych dóbr. Krzywa Engla ma nachylenie ujemne i dlatego QX’(I) < 0, a więc EI < 0, co potwierdza, że X jest podrzędnym dobrem. Równocześnie Y jest dobrem normalnym, gdyż wzrastający dochód nie może jednocześnie wywoływać spadku konsumpcji obu dóbr, gdyż takie rozumowanie prowadziłoby do absurdu stwierdzającego, że najbardziej zamożny konsument nabywa najmniej produktów. Wykorzystanie EI i klasyfikacja konsumowanych dóbr w podziale na normalne i podrzędne pozwala na prowadzenie odpowiedniej polityki produktowej w zależności od wahań koniunkturalnych. Wymaga to jednak zdefiniowania własnej grupy docelowej i zbadania preferencji reprezentatywnych dla tej grupy jednostek, gdyż traktowanie pewnych dóbr jako normalnych lub podrzędnych jest indywidualną decyzją konsumenta, która nie zależy od „obiektywnych” przesłanek. W okresie pozytywnej koniunktury powinny wzrastać dochody. Wówczas w ofercie racjonalnie działającego przedsiębiorstwa należy umieścić dobra normalne, gdyż dodatkowe dochody zwiększą ich konsumpcję, a tym 41 samym przychody sprzedawców. W okresie dekoniunktury dochody nabywców zmniejszają się. W takiej sytuacji zaoferowanie dóbr podrzędnych ponownie powiększy przychód ze sprzedaży. Trochę bardziej skomplikowane jest objaśnienie kształtowania się elastyczności dochodowej na podstawie nieliniowej krzywej Engla. W tym celu można posłużyć się przykładem podziału na dobra wyższego rzędu i dobra podstawowe. W ich przypadku krzywe Engla wyglądają tak jak na rysunku 8. I I a) b) QX QX Rysunek 8. Krzywe Engla dla dobra podstawowego i wyższego rzędu a elastyczność dochodowa. Źródło: opracowanie własne. Ponieważ w obu przypadkach nachylenie krzywej Engla jest dodatnie, to zgodnie z wcześniejszymi wnioskami EI również jest większa od zera. Zastosować jednak można rozumowanie analogiczne do sytuacji pomiaru elastyczności cenowej podaży. Należy zatem poprowadzić styczne do krzywej Engla. Na panelu a) rysunku 8 widoczne jest to, iż linie styczne rozpoczynają się na osi odciętych. Prowadzi to do wniosku, że elastyczność dochodowa jest dodatnia, ale mniejsza od jedności (zob. komentarz przy rysunku 2, który to uzasadnia). W takim przypadku oznacza to dobro podstawowe. Jeśli jednak styczne do dodatnio nachylonej krzywej Engla przecinać będą oś rzędnych, tak jak na panelu b) rysunku 8, to elastyczność dochodowa będzie dodatnia i większa od jedności. Jednoznacznie wskazuje to na dobro wyższego rzędu. Tego rodzaju podział pozwala na uszczegółowienie zasad prowadzenia racjonalnej polityki produktowej. Przykładowo, usługi turystyczne są uznawane za dobra normalne wyższego rzędu. Ponieważ ostatnie lata dowodzą, iż przeciętny dochód Polaka wzrasta, to dodatnia elastyczność dochodowa oznacza wzrost konsumpcji usług turystycznych, co zachęca do rozpoczęcia działalności w tym sektorze. Jednakże 15 lat transformacji pokazało, że zjawisko wahań koniunkturalnych dotyka także polskie gospodarstwa domowe, powodując fluktuacje ich dochodów. Tym samym wywołuje to zmiany ilości nabywanych 42 dób. Wysoka (większa od 1) elastyczność dochodowa popytu na usługi turystyczne oznacza bardzo silną podatność tej branży na zmiany koniunktury, co stanowi czynnik zwiększający ryzyko działalności w sektorze tustystycznym. Inaczej ma się rzecz w przypadku żywności. Też jest to dobro normalne, lecz o niskiej elastyczności dochodowej (0 < EI < 1). W związku z tym wpływ koniunkturalnych wahań dochodów na konsumpcję jest znacznie zmniejszony. ĆWICZENIE 3 Przedsiębiorstwo określiło równie opisujące miesięczną ilość popytu na swoje produkty: Q = 260 – 10P – 2PK + 0,1 I gdzie: PK - cena dobra związanego z badanym dobrem; I - przeciętna miesięczna wysokość dochodu w grupie docelowych nabywców a) przyjmując, że cena dobra związanego równa jest 200, a przeciętny dochód nabywcy wynosi 12000, oszacuj i zinterpretuj Ep dla P wynoszącej obecnie 24 b) jeśli badane przedsiębiorstwo nie zmienni swoich cen, a cena dobra związanego podniesie się do 210, to jaką wartość przyjmie elastyczność mieszana ? Zinterpretuj wynik. c) Jak na sprzedaż dobra wpłynie, ceteris paribus, spadek dochodów o 10 % ? Zinterpretuj wynik. Ad a) Podstawiając dane do równania opisującego Q otrzymuje się ilość wynoszącą Q = 260 – 240 – 400 + 1200, czyli Q = 820. Obliczając Ep można 24 24 12 skorzystać z zależności (3). Q’(P) = – 10, a więc Ep = − 10 =− =− . 820 82 41 Inną drogą jest zagregowanie wartości stałych i oszacowanie funkcji popytu: Q = 260 – 10P – 400 + 1200 => Q = – 10P + 1060. Odwracając ją otrzymuje się P = – 0,1Q + 106. Teraz można wykorzystać formułę (6): 24 24 12 Ep = =− =− . 24 − 106 82 41 W takim przypadku popyt jest względnie nieelastyczny, wzrost ceny o 41 % wywoła spadek ilości popytu o 12 %. Przedsiębiorstwo dążąc do wzrostu przychodu całkowitego może podnieść cenę. Ad b) W przypadku tego rodzaju problemu można zastosować modyfikację zależności (3) i w miejsce związków z ceną badanego dobra (P) wprowadzić związki z ceną innego dobra (PK). Jednakże pamiętać należy, iż w treści zadania występują dwie ceny dobra związanego: pierwotna – wynosząca 200 oraz ostateczna, równa 210. W związku z tym, nie dość, że trzeba zmodyfikować wzór (3), to jeszcze należy go dopasować do pomiaru elastyczności łukowej. Ostatecznie okazuje się, iż Q’(PK) = – 2. Początkowa wartość PK = 200 determinuje Q = 820, natomiast nowa wartość PK = 210 oznacza, iż Q = 43 800. Średni poziom ceny dobra związanego wynosi 205, zaś średnia ilość 205 410 41 1 sprzedanych dóbr to 805. Wówczas Ec= − 2 =− = − ≈ −0,506 ≈ − . 810 810 81 2 Inną drogą jest bezpośrednie odwołanie się do definicji Ec zawartej w relacji (19). Wzrost ceny dobra związanego z 200 do 210, przy poziomie odniesienia równym 205 (średnia cena) oznacza wzrost o 4,88 %. Równocześnie następuje spadek ilości konsumpcji badanego dobra z 820 do 800, a za poziom odniesienia należy przyjąć średnią ilość sprzedaży wynoszącą 810. Zatem spadek ilości konsumpcji wyrażony w procentach równy jest 2,47 %. Podstawiając 1 obie wartości do zależności (19) otrzymuje się wynik Ec ≈ – 0,506 ≈ – . 2 W tym przypadku można stwierdzić, że wzrost ceny dobra związanego o blisko 2 % wywołuje spadek ilości sprzedaży badanego dobra o około 1 % lub też wzrost ceny dobra związanego o blisko 5 % powoduje spadek ilości konsumpcji analizowanego produktu o około 2,5 %. Tego rodzaju wynik wskazuje, że uwzględniane w przykładzie dobra są komplementarne (Ec < 0), lecz związek komplementarności jest względnie słaby. Z uwagi na tego typu relacje jasne się staje, iż dobro związane nie jest produktem konkurencyjnym, gdyż oznaczałoby to związek substytucyjności. Co więcej, komplementarność wobec badanego produktu może zachęcić producenta pierwotnego dobra do przejęcia przedsiębiorstwa oferującego dobra związane. Takie postępowanie umożliwia bowiem zwiększanie globalnych przychodów za pomocą obniżania ceny tylko jednego z oferowanych dóbr. Ad c) Rozwiązanie tego przykładu ponownie pozwala na zastosowanie modyfikacji relacji (3) lub odwołanie się do definicji (20). W obu przypadkach należy wcześniej obliczyć Q przy pierwotnym i ostatecznym dochodzie, lecz bez zmian P i PK, co wymusza użycie warunku ceteris paribus. Wynoszą one odpowiednio 820 i 700. Zatem średnia wartość dochodu to 11400, zaś przeciętna ilość konsumpcji to 760. Wykorzystanie zmienionej zależności (3) wymusza obliczenie Q’(I) = 0,1.Wówczas 11400 114 3 = = . EI = 0,1 760 76 2 Spadek dochodu z 12000 do 10800, przy poziomie odniesienia równym 11400 (średni dochód) oznacza spadek o 10,526 %. Równocześnie następuje spadek ilości konsumpcji badanego dobra z 820 do 700, a za poziom odniesienia należy przyjąć średnią ilość sprzedaży wynoszącą 760. Zatem spadek ilości konsumpcji wyrażony w procentach równy jest 15,789 %. Podstawiając obie 3 wartości do zależności (20) otrzymuje się wynik EI = . 2 44 Niezależnie od zastosowanej metody uzyskuje się ten sam rezultat, który wskazuje, że analizowane dobro jest normalne, wyższego rzędu, o czym informuje dodatnia wartość elastyczności dochodowej, która przekroczyła 1. Zatem wzrost dochodów nabywców o 1 % wywoła wzrost ilości popytu o 1,5 % lub też wzrost dochodów o 2 % skojarzony będzie ze wzrostem ilości konsumpcji o 3 %. Tym samym ujawnia się relatywnie silna „procykliczna” czułość konsumpcji badanego dobra na koniunkturalne zmiany dochodów konsumentów. Elastyczność popytu i podaży – zestawienie zbiorcze Wskazane we wcześniejszych partiach narzędzia i metody pomiaru elastyczności pokazują, że poszczególne współczynniki mogą przybierać różne wartości. Poniżej zestawiono najistotniejsze przypadki: a) elastyczność cenowa popytu Ep = 0 => popyt doskonale sztywny. Linia popytu może być prostopadła do osi odciętych lub jeśli jest prostą o negatywnym nachyleniu, to badamy punkt znajdujący się na osi odciętych. Ilość popytu nie zmienia się w reakcji na zmiany ceny. Przychód całkowity zależy tylko od ceny. – 1< Ep < 0 => popyt względnie sztywny (względnie nieelastyczny). W przypadku liniowego popytu o negatywnym nachyleniu badany punkt znajduje się poniżej połowy krzywej popytu, czyli jest bliżej osi odciętych. Procentowa zmiana ilości popytu jest mniejsza od procentowej zmiany ceny. Podniesienie ceny zwiększa przychód całkowity. Ep = –1 => popyt o jednostkowej elastyczności cenowej. Badany punkt leży na środku krzywej popytu (o ile jest ona prostą o negatywnym nachyleniu). Ilość popytu zmienia się o tyle samo procent co cena. Przychód całkowity jest maksymalny. – ∞ < Ep < –1 => popyt względnie elastyczny. W przypadku liniowego popytu o negatywnym nachyleniu badany punkt znajduje się powyżej połowy krzywej popytu, czyli jest bliżej osi rzędnych. Procentowa zmiana ilości popytu jest większa od procentowej zmiany ceny. Obniżenie ceny zwiększa przychód całkowity. Ep = – ∞ => popyt doskonale elastyczny. Linia popytu może być równoległa do osi odciętych lub jeśli jest prostą o negatywnym nachyleniu, to badamy punkt znajdujący się na osi rzędnych. Ilość popytu może się dowolnie zmienić nawet przy braku zmiany ceny. Przychód całkowity zależy tylko od ilości popytu. b) elastyczność krzyżowa (mieszana) popytu Ec > 0 => dobra substytucyjne. Wzrost (spadek) ceny jednego z dóbr wywołuje wzrost (spadek) ilości konsumpcji drugiego dobra. Siła związku substytucyjności zależy od wartości Ec. Im większy współczynnik tym bliższe substytuty. W większości przypadków wystąpienie substytutu można skojarzyć z pojawieniem 45 się konkurencyjnego przedsiębiorstwa. Ec = 0 => dobra niezależne. Zmiana ceny jednego z dóbr nie wpływa na ilość konsumpcji drugiego dobra. Ec < 0 => dobra komplementarne. Wzrost (spadek) ceny jednego z dóbr wywołuje spadek (wzrost) ilości konsumpcji drugiego dobra. Siła związku komplementarności zależy od wartości Ec. Im mniejszy współczynnik tym dobra są ściślej komplementarne. c) elastyczność dochodowa popytu 1 > EI > 0 => dobra normalne i podstawowe. Wzrost dochodu wywołuje wzrost ilości konsumpcji, ale procentowa zmiana ilości jest mniejsza od procentowej zmiany dochodów. Konsumpcja takich dóbr jest procyklicznie związana z koniunkturalnymi zmianami dochodów, ale czułość konsumentów na fluktuacje zarobków jest niewielka. EI > 1 => dobra normalne i wyższego rzędu (luksusowe). Wzrost dochodu wywołuje wzrost ilości konsumpcji, a procentowa zmiana ilości jest większa od procentowej zmiany dochodów. Konsumpcja takich dóbr jest procyklicznie związana z koniunkturalnymi zmianami dochodów i konsumenci są wysoce czuli na fluktuacje zarobków. EI < 0 => dobra podrzędne. Wzrost dochodu wywołuje spadek ilości konsumpcji. Konsumpcja takich dóbr jest antycyklicznie związana z koniunkturalnymi zmianami dochodów. d) elastyczność cenowa podaży Es > 1 => podaż względnie elastyczna. Prosta podaży zaczyna swój przebieg na osi rzędnych. Jednoprocentowy wzrost ceny wywołuje ponad jednoprocentowy wzrost ilości podaży – producenci są czuli na zmiany ceny. Es = 1 => podaż o jednostkowej elastyczności cenowej. Prosta podaży zaczyna swój przebieg w początku układu współrzędnych. Jednoprocentowy wzrost ceny wywołuje jednoprocentowy wzrost ilości podaży. Es < 1 => podaż względnie nieelastyczna. Prosta podaży zaczyna swój przebieg na osi odciętych. Jednoprocentowy wzrost ceny wywołuje mniej niż jednoprocentowy wzrost ilości podaży – producenci są mało czuli na zmiany ceny. 46 Uwagi końcowe Znajomość zasad podejmowania optymalnego wyboru przez konsumenta okazuje się mieć kardynalne znaczenie w zrozumieniu kształtowania się elastyczności popytu. Operowanie krzywymi obojętności i liniami budżetu pozwala na wyprowadzenie pomocniczych diagramów uświadamiających jak ilość popytu zareaguje na zmiany swoich determinant. Równocześnie proste operacje algebraiczne dają podstawę do precyzyjnego pomiaru elastyczności, uzupełniając w ten sposób wnioskowanie ekonomiczne. Przedstawione w niniejszej pracy rozwiązania są w oczach autora skutecznymi narzędziami pomagającymi w lepszym zrozumieniu istoty elastyczności, tak popytu, jak i podaży. 47 48 Marek Kunasz Katedra Mikroekonomii Uniwersytet Szczeciński Wykorzystanie technik multimedialnych do interaktywnej prezentacji zagadnień ekonomicznych (na przykładzie teorii wyboru firmy) W trakcie zajęć z przedmiotu „Mikroekonomia” podczas studiowania zagadnień z zakresu teorii wyboru firmy student musi poznać nawet do 16 wskaźników: • produkt: • TP – produkt całkowity, • AP – produkt przeciętny, • MP – produkt marginalny. • przychód (utarg): • TR – przychód całkowity, • AR – przychód przeciętny, • MR – przychód marginalny. • koszt: • TC – koszt całkowity, • TVC – całkowity koszt zmienny, • TFC – całkowity koszt stały, • ATC – przeciętny koszt całkowity, • AVC – przeciętny koszt zmienny, • AFC – przeciętny koszt stały, • MC – koszt marginalny. • zysk: • Π – zysk całkowity, • Πj – zysk jednostkowy, • MΠ – zysk marginalny. Wskaźniki te można ująć w dwóch wymiarach: • kategoria ekonomiczna: produkt, przychód, koszt całkowity, zmienny i stały, zysk, • rodzaj: całkowity, przeciętny, marginalny. Tabela i wykres prezentują wzory wykorzystywane do obliczania analizowanych wskaźników a także ilustrację graficzną zmian wybranych wskaźników. 49 Tabela 1. Wzory wykorzystywane do obliczania analizowanych wskaźników całkowity TP – funkcja prod produkt TR=p*q przychód TC=TVC+TFC koszt całk. TVC=TC-TFC k. zmienny TFC=TC-TVC k. stały zysk Π = TR-TC Źródło: opracowanie własne przeciętny AP=TP/L AR=TR/Q ATC=TC/Q AVC=TVC/Q AFC=TFC/Q Πj = Π/Q 1600 140 1400 120 1200 TP 1000 100 800 80 600 60 400 40 200 20 0 TC TVC TFC 0 0 2 4 6 8 10 400 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 MC 30 0 -200 0 0 35 AP 200 -400 marginalny MP=∆TP/∆L MR=∆TR/∆Q MC=∆TC/∆Q MΠ = ∆Π/∆Q 25 2 4 6 8 10 MP 20 ATC 15 -600 10 -800 5 -1000 0 AVC AFC 0 1 2 3 4 5 6 7 Wykres 1. Ilustracja graficzna zmian wybranych wskaźników Źródło: opracowanie własne 50 8 9 10 Artykuł prezentuje przykład wzbogacenia prezentacji multimedialnej z omawianego zakresu tematycznego rozwiązaniami aplikacyjnymi. Wykładowcy zazwyczaj ograniczają się do wykorzystywania rozwiązań oferowanych w programie MS PowerPoint, jednakże technologia multimedialna stwarza dziś dużo większe możliwości interakcji, a co za tym idzie aktywizacji a także zwiększenia współuczestnictwa studentów w procesie transferu wiedzy. Przedstawiana aplikacja została przygotowana w arkuszu kalkulacyjnym MSExcel. W ramach prezentacji przygotowanej w MS PowerPoint w odpowiednich miejscach wbudowano hiperłącza do aplikacji, która stwarza możliwość jednoczesnej obserwacji danych liczbowych i ich ilustracji w postaci graficznej (wykresy). Integralnym i zarazem komplementarnym źródłem przekazu edukacyjnego są przygotowane dla potrzeb projektu materiały w formie tradycyjnej (papierowej). Istnieje zatem możliwość jednoczesnej prezentacji danych w materiałach oraz za pośrednictwem projektora multimedialnego. Przy czym każde medium może prezentować inne treści w zależności od bieżących potrzeb wykładu. Aplikacja pozwala bowiem na odseparowanie np. wybranych wykresów czy szeregów danych. Prowadzący zajęcia może dopasowywać ilustrację do koncepcji, nie jest ograniczony sztywno tym co zostało zgromadzone na kartce papieru. Może w dowolnym momencie jeden wykres czy zestaw danych zlikwidować, natomiast inny dołączyć w zależności od bieżącej koncepcji. Można zatem kreować praktycznie w czasie rzeczywistym przekaz właściwie „bez ograniczeń” jakie stwarzają metody tradycyjne, choć także i inne metody elektroniczne (np. prezentacja, która nie może być korygowana i zmieniana w trakcie wykładu, a przynajmniej taka zmiana „w locie” wygląda bardzo nieprofesjonalnie). Proces nie ogranicza się do obliczania kolejnych wskaźników. W trakcie jego trwania można także prezentować szereg zagadnień powiązanych, które można zilustrować separując jedynie wykresy tych krzywych, które powiązane ze sobą ilustrują szereg innych zagadnień. Dysponując danymi algebraicznymi łatwo można „dopasować” krzywe do danych i na tej podstawie określić, którą krzywą opisywane są dane wskaźniki. Do wniosków tych student może dojść sam na bazie danych, co będzie zapewne dla niego źródłem ogromnej satysfakcji poznawczej. Przykładami zagadnień powiązanych (wynikających ze współzależności pomiędzy poszczególnymi wskaźnikami), które można zilustrować za pośrednictwem opisywanej aplikacji są: • fazy prawa nieproporcjonalnych przychodów, • związki pomiędzy produkcyjnością firmy a kosztami produkcji 51 • • • • (MCmin=MPmax, AVCmin=APmax), optimum techniczne i ekonomiczne, korzyści i niekorzyści skali, analiza progu rentowności, analiza marginalna. Proces pracy z aplikacją przebiega według następującego algorytmu: Wprowadzenie, grupowanie wskaźników Podział studentów na grupy Wprowadzenie do analizowanej grupy wskaźników (np. TP,MP,AP) Analiza poszczególnych wskaźników w grupie według następującego algorytmu: Przedstawienie wzoru Obliczanie wartości wskaźnika Wyświetlenie przez prowadzącego prawidłowych i porównanie wyników Komentarz prowadzącego (wskazanie prawidłowości np. charakter rosnący krzywej, osiągnięcie ekstremum) Przejście do obliczania kolejnego wskaźnika Przyporządkowanie nazw krzywych do odpowiednich wykresów Wskazanie współzależności zachodzących pomiędzy krzywymi (np. fazy prawa nieproporcjonalnych przychodów) Przejście do następnej grupy wskaźników Rysunek 1. Algorytm pracy z aplikacją Źródło: opracowanie własne. 52 Autor, na bazie własnych doświadczeń, twierdzi, iż metoda ta sprawdza się również w sytuacji, gdy np. projektor multimedialny jest niedostępny, wtedy schemat postępowania niewiele się zmienia (kurczy się jedynie zakres możliwych do wykorzystania środków prezentacji zagadnienia). Jest to jedynie przykład rozwiązania konkretnego problemu dydaktycznego z wykorzystaniem techniki multimedialnej (rozwiązanie aplikacyjne). W teorii ekonomii można odnaleźć szereg obszarów, w których wykorzystane mogą zostać podobne rozwiązania multimedialne i interakcyjne wykorzystujące możliwości drzemiące w aplikacjach komputerowych (np. w arkuszu kalkulacyjnym Microsoft Excel). Integralnym elementem niniejszej publikacji są materiały do dystrybucji wśród studentów wraz z prawidłowymi odpowiedziami (jedynie dla prowadzącego) oraz zrzuty ekranowe prezentujące aplikację. Załącznik 1. Zrzut ekranowy aplikacji- teoria nieproporcjonalnych przychodów 53 Załącznik 2. Zrzut ekranowy aplikacji – analiza kosztów, przychodów i zysków 54 Załącznik 3. Przykład materiałów dla studentów Załącznik 4. Odpowiedzi do zadania 55 Tabela 1 L 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Tabela 2 Q 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 TC 20 30 36 40 42 45 51 63 80 100 130 TP 9 32 63 96 125 144 147 128 81 0 AP 9 16 21 24 25 24 21 16 9 0 MP 9 23 31 33 29 19 3 -19 -47 -81 TFC TVC ATC AFC AVC MC 20 0 20 10 30 20 10 10 20 16 18 10 8 6 20 20 13,3 6,7 6,7 4 20 22 10,5 5 5,5 2 20 25 9 4 5 3 20 31 8,5 3,3 5,2 6 20 43 9 2,9 6,1 12 20 60 10 2,5 7,5 17 20 80 11,1 2,2 8,9 20 20 110 13 2 11 30 TR 0 12 24 36 48 60 72 84 96 108 120 MR 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 Pr -20 -18 -12 -4 6 15 21 21 16 8 -10 Przyporządkowanie nazw i skrótów nazw do krzywych na poszczególnych diagramach Diagram 1,2 Diagram 3 Diagram 4 1 TP TC MC 2 AP TVC ATC 56 3 MP TFC AVC 4 AFC Elżbieta Pankau Katedra Mikroekonomii Uniwersytet Gdański Podejmowanie decyzji w warunkach ryzyka W rzeczywistości gospodarczej trudno jest znaleźć dziedzinę, w której nie występuje ryzyko. Stąd założenie o pewności i pełnej informacji prędzej czy później musi zostać uchylone. Współczesna teoria podejmowania decyzji w warunkach ryzyka została zapoczątkowana w 1944 roku przez J. von Neumanna i O. Morgensterna w ich słynnej książce Theory of Games and Economic Behavior. Rozwinęli oni teorię użyteczności oczekiwanej, bazującą na koncepcji Daniela Bernoulli’ego, który założył, że w warunkach ryzyka agent maksymalizuje wartość oczekiwaną użyteczności z posiadanego majątku. Teoria ta okazała się bardzo przydatna do wyjaśniania zjawisk gospodarczych i ma wiele zastosowań we współczesnych modelach ekonomicznych23. Wartość oczekiwana (EV) W XVII w. matematycy Pascal i Fermat porównywali wartości poszczególnych gier hazardowych, w których z różnymi prawdopodobieństwami (p1, p2, ..., pn) można wygrać odpowiednie kwoty (x1, x2, ..., xn), za pomocą miary nazywanej wartością oczekiwaną (EV). Wartość oczekiwana to średni wynik z gry powtarzanej wielokrotnie. Jest to więc średnia z wyników ważona prawdopodobieństwami: n EV = ∑ pi ⋅ xi i =1 Prawdopodobieństwa poszczególnych wypłat w ramach jednej gry muszą n spełniać warunek ∑p i =1 1 = 1 . Zakłada się również, że osoba podejmująca decyzje zna rozkłady prawdopodobieństw poszczególnych gier i ma do nich obiektywny stosunek. W przeciwnym wypadku byłby to model podejmowania decyzji w warunkach niepewności a nie ryzyka. Przykład 1. Kierując się maksymalizacją wartości oczekiwanej wybierz, którą 23 Zobacz: Machina M. J., Choice Under Uncertainty, “Economic Perspectives” Summer 1987 oraz Golier C., The Economics of Risk and Time, Massachusetts Institute of Technology 2001. 57 inwestycję - I czy II powinna zrealizować firma, jeżeli prognozowane stopy zwrotu w zależności od koniunktury gospodarczej kształtują się jak w tabeli. Stopa zwrotu w % Koniunktura gospodarcza Prawdopodobieństwo I II recesja 0,2 -5 0 stagnacja 0,5 8 6 ożywienie 0,3 12 9 EVI = 0,2 ⋅ (− 5) + 0,5 ⋅ 8 + 0,3 ⋅12 = 6,6 EVII = 0,2 ⋅ 0 + 0,5 ⋅ 6 + 0,3 ⋅ 9 = 5,7 Firma maksymalizująca wartość oczekiwaną wybierze inwestycję I. Paradoks petersburski (gra petersburska) Model wartości oczekiwanej jest bardzo niedoskonały w wyjaśnianiu zachowań podmiotów działających w warunkach ryzyka. Jako pierwszy wykazał to Nicholas Bernoulli w 1728 roku analizując grę zwaną obecnie paradoksem petersburskim. Gra polega na rzucaniu rzetelną monetą aż do pojawienia się reszki. Wyrzucającemu wypłaca się następnie 2n dukatów, gdzie n to liczba rzutów. Czyli jeśli wyrzuci za pierwszym razem reszkę otrzyma 2 dukaty, jeśli za drugim razem – 4 dukaty, za trzecim – 8 dukatów, itd. W przypadku jednorazowego rzutu monetą prawdopodobieństwo wyrzucenia reszki wynosi ½, prawdopodobieństwo wyrzucenia reszki za drugim razem wynosi ½·½ = ¼, natomiast za n-tym razem ½n. Wartość oczekiwana tej gry EV = ∞ n 1 ⋅ 2n 2 n =1 ∑ jest więc nieskończona. Wynika z tego, że gracz zgodziłby się zapłacić każdą skończoną stawkę za udział w tej grze. Jednakże badania empiryczne wskazują, że nikt nie miałby na to ochoty. Rozwiązaniem tego problemu zajął się kuzyn Nicholas’a Daniel Bernoulli. Zaproponował model podejmowania decyzji na podstawie maksymalizacji użyteczności oczekiwanej z majątku. Założył on przy tym, że użyteczność krańcowa pieniądza jest malejąca. Rozwiązał problem przyjmując funkcję użyteczności: U (w) = ln w . Użyteczność oczekiwana (EU) Teoria użyteczności oczekiwanej 58 za klasyczną teorią wyboru konsumenta przyjmuje założenie, że każda decyzja ekonomiczna jest odbiciem preferencji osoby podejmującej decyzję. W związku z tym zakłada się, że przy znajomości preferencji danej osoby możliwe byłoby przewidywanie jej decyzji. Jednakże opisanie preferencji indywidualnego decydenta w sposób jednoznaczny jest wyjątkowo trudne. Przyjmuje się, że zarówno relacja preferencji jak i funkcja użyteczności ją opisująca musi spełniać warunki gwarantujące racjonalność wyboru. Podobnie jak w klasycznej teorii wyboru konsumenta, na bazie aksjomatów dotyczących relacji preferencji, dowodzi się istnienia funkcji użyteczności24. Rozważa się tu zbiór wyobrażalnych działań, jakie mogłaby podjąć jednostka – każde z nich prowadzi do określonych następstw. Jednostka uzmysławia sobie uporządkowanie tych następstw stwierdzając, że woli jedne bardziej od drugich lub jest jej obojętnie które z nich wybierze. Różne następstwa są w wyniku takiego uporządkowania ustawione w ciąg. Uporządkowanie to jest więc odzwierciedleniem preferencji, czyli względnej atrakcyjności następstw w sytuacji wyboru między nimi. Możliwe są tu trzy relacje: a) silnej preferencji Mówimy wówczas, że jednostka przedkłada następstwo A nad następstwo B, uważa je za lepsze od następstwa B, co zapisujemy: A B b) słabej preferencji Następstwo A jest co najmniej tak dobre jak następstwo B: A B c) obojętności (indyferencji) Następstwa A i B są tak samo dobre – są jednakowo preferowane: A ~ B Aby mogła zostać sformułowana racjonalna relacja preferencji, muszą być spełnione następujące założenia: 1. Spójność - dla każdych dwóch działań jednostka przedkłada jedno nad drugie lub uważa je za obojętne A B albo B A albo A ~ B 2. Przechodniość – dla każdych trzech działań A, B i C, jeżeli A B i B C to A C. Przy braku spójności wybór byłby niemożliwy, natomiast przy braku przechodniości mógłby „kręcić się w kółko”. 24 Więcej na ten temat w: Arrow K. J., Eseje z teorii ryzyka, PWN, Warszawa 1979, s. 19-101 oraz Lindgren B. W., Elementy teorii decyzji, Wydawnictwa Naukowo-Techniczne, Warszawa 1977, s. 3666 59 3. Niezależność. Jeżeli następstwo A B, to dla dowolnego prawdopodobieństwa p ∈ [0,1] i dla dowolnego następstwa C spełnione jest: p · A + (1-p) · C p · B + (1-p) · C Oznacza to, że jeżeli dwa rozważane następstwa A i B wymieszamy z trzecim C, to preferencje w stosunku do otrzymanych mieszanek są niezależne od użytego następstwa C. Aksjomat niezależności jest tym, co różni klasyczną teorię wyboru w warunkach pewności od teorii wyboru w warunkach ryzyka. 4. Dla trzech uporządkowanych następstw ABC istnieją mieszanki takie, że: A p1·A+(1-p1)·C B p2·A+(1-p2)·C C Z powyższych założeń wynikają dwa ważne wnioski. Jeżeli dwa następstwa A i B spełniają warunek A B, wówczas: - wszystkie mieszanki tych następstw znajdują się, pod względem atrakcyjności, między tymi dwoma następstwami dla każdego p∈[0,1] A p1·A+(1-p1)·B B - im większe prawdopodobieństwo wystąpienia następstwa A tym atrakcyjniejsza jest mieszanka. Na tej podstawie łatwo już skonstruować funkcję użyteczności w warunkach ryzyka. Zakładając, że znamy funkcję użyteczności danej osoby z posiadanego majątku w warunkach pewności U(w), gdzie w – wielkość majątku, możemy wyznaczyć funkcję użyteczności w warunkach ryzyka – funkcję użyteczności oczekiwanej. EU = E (U (w), p ) = n ∑ n U (wi ) ⋅ pi , gdzie i =1 ∑p 1 i =1 60 = 1. U B U(w2) p1 EU U(w1) U(w) A w1 p2=1-p1 EV w2 w Wykres 1. Funkcja EU dla gry, w której wynikiem gry będzie w1 z prawdopodobieństwem p1 albo w2 z prawdopodobieństwem p2 =1-p1 Źródło: opracowanie własne na podstawie: Czarny E., Nojszewska E., Mikroekonomia, PWE Warszawa 1997, s. 201 – 226 Odcinek łączący punkty A i B to wykres funkcji użyteczności oczekiwanej w zależności od rozkładów prawdopodobieństwa EU(p1). Ponieważ punkt A oznacza pewną wypłatę w1, odpowiada rozkładowi prawdopodobieństwa: p1=1, p2=0. Analogicznie punkt B oznacza pewność otrzymania kwoty w2. Przykład 2. W dwóch regionach świata jednocześnie odbywają się prestiżowe zawody pływackie. Otylia staje przed dylematem, w których wziąć udział. W Pucharze Słonecznego Kontynentu jest bezsprzeczną faworytką. Ma pewność zdobycia złotego medalu oraz nagrody pieniężnej w wysokości 30 tys. USD. Z kolei w Pucharze Purpurowego Kontynentu startuje największa konkurentka Otylii. Zgodnie z osiąganymi ostatnio wynikami obu zawodniczek Otylia ma 60 % szansy na zdobycie złotego medalu. Nagrodą za wygranie zawodów jest kwota 50 tys. USD, a drugie miejsce jest nagradzane kwotą 5 tys. USD. Które zawody powinna wybrać Otylia kierując się jedynie pobudkami finansowymi, jeżeli jej funkcja użyteczności pieniądza to: U (w ) = 61 w 2 ? I. Puchar Słonecznego Kontynentu jest grą pozbawioną ryzyka. EV = 30tys EU ≈ 2,74 II. Puchar Purpurowego Kontynentu: p1=0,6 p2=0,4 w1=50 tys. w2=5 tys. EV = 0,6 ⋅ 50 + 0,4 ⋅ 5 = 32tys EU = 0,6 ⋅ 50 5 + 0,4 ⋅ ≈ 2,57 2 2 Mimo, że wartość oczekiwana wygranej w Pucharze Purpurowego Kontynentu jest wyższa, Otylia najprawdopodobniej wybierze Puchar Słonecznego Kontynentu. Będzie ona wolała uniknąć ryzyka zdobywając gwarantowaną nagrodę. Wynika to z faktu, że funkcja użyteczności U(w) Otylii odpowiada postawie asekuranta. Postawy wobec ryzyka W modelu maksymalizacji użyteczności oczekiwanej von Neumanna – Morgensterna, w przeciwieństwie do wcześniejszego modelu maksymalizacji wartości oczekiwanej uwzględnione zostały preferencje osoby względem ryzyka. Podejmując decyzje na postawie wartości oczekiwanej, milcząco zakładaliśmy, że każda jednostka pięniądza tracona lub zyskiwana przez grającego jest dla niego tak samo cenna. Oznacza to, że gracz jest obojętny wobec ryzyka – jego krzywa użyteczności majątku pokrywa się z krzywą użyteczności oczekiwanej. Jednakże w rzeczywistości ludzie różnią się między sobą skłonnością do ponoszenia ryzyka. Początkowo zakładano, że ludzie są z natury niechętni wobec ryzyka. Za pomocą niechęci do ryzyka udało się zadowalająco wyjaśnić wiele zjawisk ekonomicznych. Osobą niechętnie podejmującą ryzyko - asekurantem nazywa się kogoś, kto nie będzie chciał uczestniczyć w grze sprawiedliwej, czyli takiej której wartość oczekiwana jest równa 0. Konieczność podjęcia gry obarczonej ryzykiem jest dla asekuranta nieprzyjemna, więc wartość oczekiwana takiej gry musi być odpowiednio wyższa od kwoty pewnej dającej graczowi tę samą użyteczność. Kwota taka nazywana jest ekwiwalentem pewności (CE). Różnica między wartością oczekiwaną a ekwiwalentem pewności, jest nazywana premią za ryzyko lub w przypadku asekuranta kosztem ryzyka. Gra musi gwarantować odpowiednio wysoką premię, aby asekurant chciał do niej 62 przystąpić. Krzywą użyteczności asekuranta w zależności od posiadanego majątku U(w) przedstawiono na wykresie 2(a). W przypadku asekuranta użyteczność oczekiwana gry o wartości oczekiwanej EV jest niższa od użyteczności U(EV) jaką mógłby osiągnąć gracz posiadający kwotę równoważną wartości oczekiwanej, ale nieobarczoną ryzykiem - punkt na krzywej U(w). Z drugiej strony niższa kwota CE posiadana na pewno dawałaby asekurantowi tę samą satysfakcję (EU) co udział w grze o wartości oczekiwanej EV. Postawa asekuranta jest niewątpliwie dominująca w rzeczywistości gospodarczej. Świadczy o tym między innym rozwój rynku ubezpieczeń. Jednakże przeciwko powszechności niechęci do ryzyka przemawia fakt, że ludzie uprawiają hazard. Friedman i Savage dowiedli, że jednostka okazująca niechęć do pewnego rodzaju ryzyka, do innych rodzajów tej niechęci nie żywi. Ich zdaniem niechęć do ryzyka będzie panowała wówczas, gdy ryzykuje się odpowiednio duże kwoty. Przypadki postawy „ryzykanckiej” są w praktyce rzadkie, zaliczyć można do nich udział w loteriach, czy obstawianie wyników wyścigów konnych. (a) U (b) U U(w) U(w2) U(EV) EU U(w) U(w2) EU U(EV) U(w1) U(w1) w1 CE EV Premia za ryzyko (koszt ryzyka) w2 w w1 EV CE w2 w Premia za ryzyko Wykres 2. Krzywe użyteczności: asekuranta (a) i ryzykanta (b) Źródło: opracowanie własne na podstawie: Czarny E., Nojszewska E., Mikroekonomia, PWE Warszawa 1997, s. 201 – 226 Ryzykantem nazywa się osobę, którą cechuje rosnąca krańcowa użyteczność majątku. Osoba taka będzie osiągać wyższą użyteczność z gry obarczonej ryzykiem niż z pewnego posiadania kwoty równej wartości 63 oczekiwanej tej gry, co oznacza, że czerpie satysfakcję z ryzyka. Niektórzy dowodzą, że hazardzista wierzy, iż jego szanse są wyższe niż są w istocie. Zgodnie z postrzeganymi przez niego subiektywnie prawdopodobieństwami zakład jest korzystny, ale z tych lub innych powodów istnieje rozbieżność między prawdopodobieństwami subiektywnymi i obiektywnymi. Gdyby brał pod uwagę obiektywny rozkład prawdopodobieństwa w grze, mógłby do tej gry nie przystąpić. Hazard może więc być zgodny z niechęcią do ryzyka, jeśli tylko ryzyko jest pojmowane subiektywnie25. Krzywa użyteczności z majątku w warunkach pewności U(w) w przypadku ryzykanta leży pod krzywą użyteczności oczekiwanej (wykres 2(b)). Gdyby ryzykant miał zamiast gry o użyteczności oczekiwanej EU posiadać kwotę pewną, równą wartości EV gry, to osiągałby niższą użyteczność U(EV). Dodatkowo ekwiwalent pewności CE w przypadku ryzykanta jest wyższy niż wartość oczekiwana gry. Dla ryzykanta kwota pewna musi być wyższa od EV gry aby dawały mu tę samą użyteczność. Premia za ryzyko, równa różnicy (CE-EV), jest finansowym odpowiednikiem satysfakcji jaką gracz czerpie z ryzyka. Jej wysokość świadczy więc o skłonności do podejmowania ryzyka. Premia za ryzyko jest jedną z miar skłonności do ryzyka. Postawa wobec ryzyka ma swoje odbicie w kształcie krzywej użyteczności. Ze względu na subiektywny charakter kategorii, jaką jest użyteczność, tworzenie funkcji użyteczności nastręcza licznych problemów. W literaturze znaleźć można wiele propozycji funkcji użyteczności, żadna z nich jednak nie uzyskała powszechnej akceptacji. Ostatecznie zgodzono się na kilka założeń dotyczących funkcji użyteczności: 1. Jest ona rosnącą funkcją bogactwa: U(w). Wynika stąd, że jej pochodna jest dodatnia: U’(w) > 0; 2. Tempo wzrostu użyteczności zależy od postawy wobec ryzyka. Stąd: - prosta (druga pochodna: U’’(w)=0) odzwierciedla postawę neutralną wobec ryzyka, - krzywa wklęsła (U’’(w)<0) oznacza asekuranta, - krzywa wypukła (U’’(w)>0) odpowiada postawie ryzykanta. Na tych zależnościach oparte są miary względnej i absolutnej niechęci do ryzyka Arrowa – Pratta: Absolutna niechęć do ryzyka U ′′(w) R A (w) = − U ′(w) Względna niechęć do ryzyka 25 K. J. Arrow, Eseje z terorii ryzyka, PWN, Warszawa 1979, s. 102-104. 64 RR ( w) = − w ⋅ U ′′(w) U ′(w) Obie miary są dodatnie, gdy występuje niechęć do ryzyka (asekurant), tj. gdy U’’(w)<0. Względna niechęć do ryzyka jest elastycznością krańcowej użyteczności bogactwa. Pozostaje ona niezmieniona zarówno względem zmian jednostek użyteczności26 jak również względem zmian jednostek bogactwa. Wskaźniki Arrowa – Pratta pokazują jak stosunek do ryzyka a przez to decyzje w sytuacjach związanych z ryzykiem zmienia się wraz ze zmianą wielkości majątku. Służą one również do porównywania skłonności do ryzyka u różnych decydentów. Jeżeli mamy preferencje dwóch osób opisane funkcjami w taki sposób, że przy każdym poziomie majątku wskaźnik awersji do ryzyka osoby A jest większy niż wskaźnik awersji do ryzyka osoby B, to wiadomo, że osoba A zgodzi się zapłacić za ubezpieczenie majątku co najmniej tyle co osoba B. Przykład 3. Pan Borowik kupił nowy samochód za 150 tys. zł. Pozostały majątek Pana Borowika to mieszkanie wartości 400 tys. zł. Samochód jest atrakcyjnej marki przez co jest potencjalnym obiektem kradzieży. Pan Borowik z nieoficjalnych źródeł dowiedział się, że w zeszłym roku na sto samochodów tego modelu przypadały cztery kradzieże. I. Oblicz premię za ryzyko. II. Oblicz ile Pan Borowik jest gotowy zapłacić: a) za pełne ubezpieczenie samochodu, b) za ubezpieczenie samochodu do wysokości wartości oczekiwanej, jeżeli jego użyteczność z majątku została opisana funkcją: U (w) = w . Przedstaw sytuację graficznie. Gra przedstawia się następująco: p1=0,96 p2=0,04 w1 = 400 + 150 = 550 tys w2 = 400 tys 26 Miara skłonności do ryzyka powinna być niezależna od zmian jednostek użyteczności, gdyż użyteczność jest kategorią kardynalną. Funkcja użyteczności z założenia może podlegać przekształceniom liniowym, co nie zmienia uporządkowania preferencji przez nią opisywanych. Miara skłonności do ryzyka, aby miała wartość informacyjną, musi również posiadać taką własność. 65 Z prawdopodobieństwem 4/100 Pan Borowik straci swój samochód i zostanie z majątkiem w wysokości 400 tys zł, a z prawdopodobieństwem 0,96 posiada majątek 550 tys. Wartość oczekiwana jego majątku to: EV = 0,96 ⋅ 550 + 0,04 ⋅ 400 = 544tys Użyteczność Pana Borowika z majątku posiadanego w warunkach ryzyka: EU = 0,96 ⋅ 550 + 0,04 ⋅ 400 ≈ 23,31 U (w) = w U 550 = 23,45 EU = 23,31 Premia 0,64 400 = 20 Stawka za pełne ubezpieczenie 6,64 400 CE EV 550 543,36 544 w Ekwiwalentem pewności posiadania majątku w warunkach ryzyka jest kwota pewna pozbawiona ryzyka, dająca tę samą użyteczność: U(CE)=23,31 CE = 23,31 CE = 23,312 ≈ 543,36tys I. Premia za ryzyko: EV − CE = 544 − 543,36 = 0,64tys II. a) Wartość nominalna majątku, który Pan Borowik może utracić w wyniku kradzieży to 150 tys. zł. Pełne ubezpieczenie oznacza więc możliwość odzyskania od ubezpieczalni kwoty 150 tys. w przypadku, gdy samochód zostanie skradziony. Oznaczmy przez X maksymalną kwotę, jaką Pan Borowik byłby gotowy zapłacić za pełne ubezpieczenie. Użyteczność z majątku pewnego 550 tys., pomniejszonego o stawkę ubezpieczenia U(550 – X), nie może być niższa niż EU gry obarczonej ryzykiem. Stąd: 66 U (550 − X ) = EU 550 − X = 23,31 550 − X = 543,36 = CE X = 550 − 543,36 = 6,64tys. = w1 − CE Pan Borowik byłby gotowy zapłacić każdą kwotę nie większą niż 6,64 tys. zł za pełne ubezpieczenie samochodu na wypadek kradzieży. Maksymalną stawkę ubezpieczenia można więc obliczyć odejmując ekwiwalent pewności od gwarantowanej wielkości majątku (w – CE). b) Ubezpieczenie do wysokości wartości oczekiwanej 544 tys. oznacza, że Pan Borowik w przypadku kradzieży samochodu otrzyma od ubezpieczalni kwotę 144 tys. zł. Wówczas maksymalna stawka ubezpieczenia X wynosi: X = EV − CE = 544 − 543,36 = 0,64 Pan Borowik byłby gotowy zapłacić każdą kwotę nie większą niż 0,64 tys. zł za ubezpieczenie samochodu do wysokości wartości oczekiwanej gry. W tym przypadku stawka równa jest premii za ryzyko. Trójkąt Marschaka – Machina Funkcja użyteczności oczekiwanej w modelu von Neumanna – Morgensterna jest funkcją liniową. Liniowość tej funkcji jest wynikiem zaakceptowania aksjomatu niezależności. W rezultacie otrzymujemy mapę liniowych, równoległych krzywych obojętności, do prezentacji których używa się tak zwanych diagramów trójkątnych. W rozważanej grze mamy możliwość uzyskania jednej z trzech wypłat: niską x1, średnią x2 i wysoką x3. Diagram przedstawia wszystkie rozkłady prawdopodobieństwa otrzymania poszczególnych wypłat. Tradycyjnie najniższa wypłata x1 umieszczana jest w prawym dolnym rogu, wypłata średnia x2 – w lewym dolnym rogu, natomiast najwyższa x3 w rogu górnym. Prawdopodobieństwo otrzymania kwoty x1 wynosi p1, kwoty x3 – p3, natomiast prawdopodobieństwo uzyskania kwoty x2 jest równe (1-p1-p3). 67 p3=1 x3 wzrost użyteczności A 0 p2=1 p1=1 x1 Wykres 3. Krzywe obojętności użyteczności oczekiwanej w diagramie trójkątnym Marschaka – Machina Źródło: Opracowanie własne na podstawie: Machina M. J., Choice Under Uncertainty, “Economic Perspectives” Summer 1987, s. 125-126 Wykres 3. przedstawia mapę krzywych obojętności na diagramie trójkątnym. Krzywa obojętności spełnia równanie użyteczności oczekiwanej: EU = U (x1 ) ⋅ p1 + U (x2 ) ⋅ (1 − p1 − p2 ) + U (x3 ) ⋅ p3 = const. Mapa krzywych obojętności składa się więc z równoległych prostych o U (x2 ) − U (x1 ) . Im krzywa obojętności bardziej przesunięta w nachyleniu: U (x3 ) − U (x2 ) kierunku górnego rogu, czyli im bliższa pełnej wypłaty x3, tym wyższa użyteczność. Punkt A na wykresie 3. leży na tej samej krzywej obojętności co punkt 0, w którym prawdopodobieństwo osiągnięcia wypłaty x2 jest równe 1. Więc użyteczność z posiadania pewnej kwoty x2 jest równa użyteczności oczekiwanej przy rozkładzie prawdopodobieństw odpowiadającej punktowi A. Diagram może być używany do ilustracji postawy wobec ryzyka. Wykres 4 ilustruje postawę asekuranta (a) i ryzykanta (b). Na diagram zawierający mapę krzywych obojętności (linie ciągłe) naniesiono linią 68 przerywaną krzywe jednakowej wartości oczekiwanej (iso-EV lines). Spełniają one równanie: x = x1 ⋅ p1 + x2 ⋅ (1 − p1 − p3 ) + x3 ⋅ p3 = const. Nachylenie krzywej iso-EV będzie więc wynosić (x2-x1)/(x3-x2). (a) 1 p3 (b) 1 p3 B C A 0 D p1 0 1 p1 1 Wykres 4. Relatywnie strome krzywe obojętności asekuranta (a) i relatywnie płaskie krzywe obojętności ryzykanta (b) Źródło: opracowanie własne na podstawie: Machina M. J., Choice Under Uncertainty, “Economic Perspectives” Summer 1987, s. 125-126 Przesuwanie się wzdłuż krzywej iso-EV nie zmienia wartości oczekiwanej ale może zwiększać użyteczność oczekiwaną – przejście z punktu A do 0 na wykresie (a) oraz z punktu 0 do C na wykresie (b). W punkcie 0 prawdopodobieństwo zdarzenia x2 jest równe 1, czyli wypłata wynosić będzie z pewnością x2. Użyteczność z tej wypłaty jest taka sama jak użyteczność z punktu B, który leży na tej samej krzywej obojętności lecz na wyższej krzywej iso-EV. Wartość oczekiwana w punkcie B jest więc wyższa niż w 0. Punkt 0 jest ekwiwalentem pewności (CE) punktu B. Wynika z tego że wykres (a) przedstawia preferencje asekuranta, który tak samo ceni pewną wypłatę x2 jak obarczoną ryzykiem grę o wyższej wartości oczekiwanej z punktu B. Analogicznie na wykresie (b) punkt D reprezentuje taką samą użyteczność jak punkt 0, więc pewna wypłata x2 jest ekwiwalentem pewności gry z punktu D. Jednakże punkt D leży na niższej krzywej wartości oczekiwanej niż punkt O. Przedstawiono tu więc preferencje ryzykanta, który tak samo ceni wyższą kwotę pewną jak ryzykowną grę o niższej wartości oczekiwanej. 69 Przykład 4. Oblicz nachylenie krzywych jednakowej wartości oczekiwanej dla loterii z możliwymi do osiągnięcia wypłatami x1 = 4, x2 = 16, x3 = 36 oraz porównując je z nachyleniem krzywych obojętności sprawdź czy osoba, której preferencje opisuje funkcja: a) U = x b) U = x 2 jest asekurantem czy ryzykantem? Nachylenie krzywych izo-EV będzie wynosić: (16 – 4):(36 – 16) = 0,6. Nachylenie krzywych obojętności: 16 − 4 =1 36 − 16 Nachylenie krzywych obojętności jest większe od nachylenia krzywych jednakowej wartości oczekiwanej funkcja opisuje asekuranta. a) 16 2 − 4 2 ≈ 0,23 36 2 − 16 2 Nachylenie krzywych obojętności jest mniejsze od nachylenia krzywych jednakowej wartości oczekiwanej funkcja opisuje ryzykanta. b) Paradoks Allaisa Najbardziej znanym przykładem podważającym prawidłowość liniowej funkcji użyteczności oczekiwanej, uderzając w aksjomat niezależności, jest paradoks Allaisa. Allais przeprowadził eksperyment, w którym respondenci wybierali między dwiema parami gier. Okazuje się, że większość osób mając do wyboru gry: A i B - wybrałoby A. A: 1 mln zł B: 0,1 0,01 0,89 5 mln zł 0 zł 1 mln zł C: 0,1 5 mln zł D: 0,9 0,11 1 mln zł 0 zł 0,89 0 zł Jednocześnie te same osoby mając do wyboru gry: C i D - wybrałyby C. Paradoks Allaisa przedstawiony został na wykresie 5. Fakt, że 70 jednocześnie koszyk A jest preferowany nad B i koszyk C preferowany nad D, wyklucza liniowość krzywych obojętności. Asekurant wybrałby koszyki A i D, natomiast ryzykant B i C. 5 mln zł 1 P3 B 0,1 C A 0 1 mln zł p1 D 0,89 1 0 zł Wykres 5. Paradoks Allaisa – liniowe i „wachlarzowe” krzywe obojętności Źródło: opracowanie własne na podstawie: Machina M. J., Choice Under Uncertainty, “Economic Perspectives” Summer 1987, s. 128 Z paradoksu Allaisa wynika, że preferencje większości respondentów nie pasują do klasycznej teorii użyteczności oczekiwanej zakładającej liniowość krzywych obojętności. Aby odzwierciedlić takie preferencje mapa krzywych obojętności musi mieć kształt wachlarza (szare przerywane linie na wykresie 5). Im wyższa krzywa obojętności tym większe ma nachylenie. Oznacza to, że wraz ze wzrostem wartości oczekiwanej gry maleje skłonność do ryzyka. Paradoks Allaisa, podważając prawdziwość teorii użyteczności oczekiwanej, jednocześnie zainspirował wielu badaczy do poszukiwania nowych teorii wyjaśniających decyzje gospodarcze podejmowane w warunkach ryzyka. 71