Azərbaycan
Yüklə 3,44 Mb. Pdf görüntüsü
|
|
139 ƏLAVƏ B: MƏLUMATLARIN MÜQAYĠSƏLĠLĠYĠ 1. Yuxarıda Əlavə A-da təsvir edildiyi kimi, 2001-ci il EBM və 2008-ci il YSQS müxtəlif səbəblər üçündən birbaĢa müqayisə oluna bilmir. Birincisi, ərzaq və kiçik qeyri-ərzaq mallarına çəkilən xərclər 2001-ci il sorğusunda gündəlik qeydiyyat vasitəsilə izlənilmiĢdir, 2008-ci il YSQS-də isə 30 günlük xatırlama dövrü istifadə edilmiĢdir. Ġkincisi, əsas qeyri-ərzaq malları və ev təsərrüfatının uzunmüddətli istehlak malları üçün 2001-ci il EBM-də üç aylıq xatırlama dövrü, 2008-ci il YSQS-də isə 12 aylıq xatırlama dövrü istifadə edilmiĢdir. Bundan baĢqa, 2001-ci il EBM rüb ərzində ölkə üzrə reprezentativ 2000 ev təsərrüfatı seçməsi əsasında rüblük rotasiya ilə il ərzində həyata keçirilmiĢdir ki, bu da ümumilikdə 8000 ev təsərrüfatı seçməsi deməkdir. Digər tərəfdən, 2008-ci il YSQS Naxçıvan Muxtar Respublikası istisna olmaqla, Azərbaycanın əsas hissəsində ölkə üzrə reprezentativ 5600 ev təsərrüfatı seçməsi üzrə 2008-ci ilin birinci rübü ərzində həyata keçirilmiĢdir. Sorğu vərəqəsi və sorğunun qurulmasında bu fərqlər yoxsulluğun qiymətləndirməsində xeyli fərqli nəticələrə gətirib çıxara bilər (Lancov və Lancov, 2001-ci il). Bundan əlavə, istehlak qiyməti deflyatorları çox zaman yalnız Ģəhərə məxsus istehlak səbətlərindən istifadə edilməklə hesablanır ki, bu da kənd yerləri üçün xarakterik olan istehlak xüsusiyyətlərindən fərqlənə və 2001-2008-ci illər arasında onların izlənilməsini qeyri-mümkün edə bilər. 2. Zamana görə məlumatların müqayisəliliyinin mümkün olmamasını aradan qaldırmaq üçün yoxsulluğun proqnozlaĢdırılmasının müxtəlif metodları vardır (Ravallion, 1996-cı il; Sahn və Stifel, 2000-ci il; Kicima və Lancov, 2003-cü il; Azzari və b., 2006-cı il; Luoto, 2006-cı il; Stifel və Kristiansen, 2007-ci il). Bu metodlar istifadə olunan məlumat mənbələri və proqnozlaĢdırma üsulları, eləcə də onların əsasında duran fərziyyələr baxımından fərqlənir (müxtəlif metodlara malik yaxĢı sorğu üçün Kristiansen, Lancov, Luoto və Stifel, 2008-ə baxın). 3. Biz istehlak anlayıĢını ev təsərrüfatları üzrə bir sorğudan digərinə daxil etmək məqsədimizə çatmaq üçün Elbers, Lancov və Lancov (2003-cü il) tərəfindən iĢlənib-hazırlanmıĢ kiçik ərazi qiymətləndirməsi (KƏQ) metodunun uyğunlaĢdırılmıĢ versiyasından istifadə etmiĢik. Kicima və Lancov (2003), Stifel və Kristiansen (2007-ci il) bu üsuldan müvafiq olaraq Hindistan və Keniyada istifadə etmiĢlər. Ədəbiyyatda KƏQ üsulu istehlakın daha çox standart proqnozlaĢdırılmasından üstün tutulur (məsələn baxın: Azzari və b., 2006-cı il), çünki o, həm orta istehlak, həm də istehlakın dəyiĢməsi üzrə uyğun qiymətləndirmələr və beləliklə də yoxsulluğun zamana görə dəyiĢməsi uyğun qiymətləndirmə aparmağa imkan verir. Bir-birindən tamamilə fərqli üç ərazidə: Vyetnam, Rusiya və Keniyada təkrarlanan ölkə üzrə reprezentativ və zamana görə müqayisəli ev təsərrüfatları müayinələrindən istifadə edilməklə bu üsul empirik olaraq öz təsdiqini tapmıĢdır (baxın: Kristiansen, Lancov, Luoto və Stifel, 2008-ci il). 4. KƏD metodologiyasından 2008-ci ildə ev təsərrüfatları səviyyəsində adambaĢına istehlakın proqnozlaĢdırılmasında istifadə edilmiĢdir. Burada ev təsərrüfatları üzrə 2008-ci ilin mövcud məlumatlarından (məs., əmlak və mənzil Ģəraiti), eləcə də 2001-ci ilin məlumatları əsasında qiymətləndirilmiĢ istehlak modelindən çıxarılan parametr qiymətləndirmələrindən (o cümlədən, xəta həddinin bölgüsü ilə bağlı olanlardan) istifadə edilmiĢdir. Ġzahedici dəyiĢənlərin iki sorğu üzrə müqayisə edilə bilənlərlə məhdudlaĢdırılması vasitəsilə bu metod iki sorğu üzrə istehlakın (rifahın) eyni anlayıĢını təmin edir, qiymət deflyatorlarına olan ehtiyacdan yan keçir, lakin istehlak və onun korelyatları arasındakı əlaqənin zamana görə sabit olmasını fərz edir. 5. ġərti olaraq qəbul edək 38 ki, H ev təsərrüfatı səviyyəsində adambaĢına istehlak (y h ) əsasında yoxsulluq səviyyəsini əks etdirir. T=2001 məlumatından istifadə edərək, ev təsərrüfatı h üçün y ht istehlakının t-yə görə loqarifmini quraq: (1) , ln ht ht ht y x 38 Yoxsulluğun zamana görə proqnozlaĢdırılmasında KƏD metodunun tətbiqinin daha detallı müzakirəsi üçün baxın: Kicima və Lancov (2003-cü il), Stifel və Kristiansen (2007-ci il). 140 burada ht x - k parametrlərinin vektorudur, ht - E[ ht |x ht ] = 0 Ģərtinə cavab verən xəta dövrüdür. t-nin sorğu qiymətlərindən istifadə etməklə (1) saylı bərabərlikdən alınan uyğun dəyiĢənlər vektoru ˆ daha sonra t+1=2008 üzrə istehlak səviyyələrini proqnozlaĢdırmaq üçün istifadə olunur, 1 ˆ ht y üçün proqnozlaĢdırılan dəyiĢənlərin bölgüsünü verir. 6. Ölkə və ölkənin əraziləri üzrə yoxsulluq səviyyələrinin t+1 üzrə Ģərti bölgüsü (H) 1 ˆ ht y üçün proqnozlaĢdırılan dəyiĢənlərin məcmu bölgüsü vasitəsilə alınır. Hər bir ərazi vahidi (r) üzrə ayrıca istehlak modeli (1) qiymətləndirilir. Xüsusilə, t+1 üzrə ev təsərrüfatı səviyyəsində xətalar məlum olmadığından H-ın gözlənilən qiyməti x ht+1 formulundan və (1)-ci bərabərlikdəki istehlak modelindən istifadə edilməklə aĢağıdakı Ģəkildə qiymətləndirilir: (2) ], , | [ r s r s r X H E burada r - model parametrlərinin, o cümlədən, xətaların bölgüsünü təsvir edən parametrlərin vektorudur, ―s‖ isə göstərir ki, proqnoz ev təsərrüfatlarının siyahıyaalınmasından deyil, r regionu üzrə t+1 anında ev təsərrüfatlarının seçməsindən asılıdır (Kicima və Lancov, 2003-cü il). r vektoru məlum olmadığından, biz onları uyğun dəyiĢənlərlə r ˆ əvəz edirik ki, bunlar da s r və s r ˆ dəyiĢənlərini qurmaq üçün t anına olan sorğu məlumatları ilə qiymətləndirilir. Hər bir modeldə s r ˆ dəyiĢənini almaq üçün yüz ədəd simulyasiya cədvəli tərtib edilir. Sonra adambaĢına istehlak dəyiĢəninin proqnozlaĢdırılan loqarifmi ayda adambaĢına 120000 köhnə Azərbaycan manatına bərabər olan 2001-ci ilin yoxsulluq həddi ilə birlikdə yoxsulluğun qiymətləndirilməsində istifadə olunur. |