Local projections–instrumental variables (LP-IV), дар ин таҳқиқот равиши сабабии эконометрист, ки барои арзёбии таъсири динамикии тағйироти ғайричашмдошти сиёсати пулӣ ба истеъмол, даромад ва натиҷаҳои бозори меҳнат дар семоҳаҳои баъдӣ истифода мешавад. Aina Puig бо истифода аз маълумоти ИМА барои солҳои 1988–2019, истеъмол ва даромади хонаводаҳоро аз Consumer Expenditure Survey (CE), натиҷаҳои бозори меҳнатро аз Current Population Survey (CPS) ва сюрпризҳои баландбасомади сиёсати пулии Bauer–Swanson истифода карда, ҷавобҳои хонаводаҳоеро, ки шахси истинодашон марди сафедпӯст, зани сафедпӯст, марди сиёҳпӯст ё зани сиёҳпӯст аст, алоҳида арзёбӣ мекунад. Натиҷаи асосӣ ин аст, ки таъсири зарбаи маҳдудкунандаи сиёсати пулӣ ба андозаи 25 нуқтаи базисӣ ба истеъмол байни гурӯҳҳо ба таври возеҳ гетерогенӣ мебошад. Қавитарин коҳиши кӯтоҳмуддати истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат дар хонаводаҳое дида мешавад, ки шахси истинодашон зани сиёҳпӯст аст, дар ҳоле ки хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст бузургтарин бозтақсимкунии хароҷотро ба самти молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳои асосӣ нишон медиҳанд.

Дар таҳқиқот “сарвари хонавода” ё ҳувияти гурӯҳӣ тавассути хусусиятҳои ҷинс ва нажоди шахси истинод дар маҷмӯи маълумоти CE муайян мешавад. Шахси истинод касест, ки дар бораи таркиби оила, даромад, андоз ва хароҷот маълумоти бештар медиҳад ва дар хонаводаҳои оиладор метавонад зан ё мард бошад. Аз ин рӯ, натиҷаҳо арзёбии таъсири инфиродӣ барои “ҳамаи занони сиёҳпӯст” ё “ҳамаи мардони сафедпӯст” нестанд; онҳо ҷавобҳои миёнаи impulse-response-и хонаводаҳое мебошанд, ки аз рӯи ҳувияти шахси истинод гурӯҳбандӣ шудаанд.

Шаш семоҳа пас аз зарбаи маҳдудкунандаи 25 нуқтаи базисӣ истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат дар хонаводаҳое, ки шахси истинодашон зани сиёҳпӯст аст, %7,5 коҳиш меёбад. Манбаъ дар қисми муқаддима барои хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сафедпӯст дар ҳамон уфуқ коҳиши %4,7-ро гузориш медиҳад. Дар молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳо бошад, хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст афзоиши %1,25, занони сафедпӯст %0,35 ва мардони сафедпӯст %0,21 нишон медиҳанд; дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст тағйирот дар сатҳи −%0,06 боқӣ мемонад.

Таҳлилҳои зергурӯҳӣ аз рӯи таҳсил, қарзи ипотекӣ, квинтили даромад, синну сол ва ҷуғрофия гетерогениро пурра аз байн намебаранд. Баръакс, вазъи оилавӣ бештар тавзеҳдиҳанда аст: хонаводаҳои дорои як шахси калонсол, ки аз рӯи хусусиятҳои мушоҳидашаванда ба хонаводаҳои оиладор монанд карда шуда, аз нав вазн дода шудаанд, пас аз зарбаҳои маҳдудкунанда истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддатро нисбат ба хонаводаҳои оиладор бештар коҳиш медиҳанд. Муаллиф ин фарқро бо канали суғуртаи даромади ҳамсар (spousal insurance) мепайвандад, ки дар он ҳамсар метавонад бо зиёд кардани пешниҳоди меҳнат қисме аз талафи даромади хонаводаро ҷуброн кунад.

Натиҷаҳои таҳқиқот ҳамчунин нишон медиҳанд, ки зарбаҳои маҳдудкунанда ва тавсеадиҳандаи сиёсати пулӣ симметрӣ нестанд. Дар уфуқҳои миёна ва дароз истеъмол ба зарбаҳои маҳдудкунанда нисбат ба зарбаҳои тавсеадиҳандаи ҳамандоза қавитар ҷавоб медиҳад. Бо вуҷуди ин, ин натиҷаҳо барои давраи 1988–2019-и ИМА, намунаҳои истифодашудаи CE/CPS ва таърифи зарбаи Bauer–Swanson арзёбӣ шудаанд; онҳоро ба кишварҳо, давраҳо ё гурӯҳбандии демографии дигар худкорона умумӣ кардан мумкин нест.

Чаро интиқоли сиёсати пулӣ ба истеъмол метавонад байни хонаводаҳо фарқ кунад?

Сахттар кардани шароити сиёсати пулӣ аз ҷониби бонки марказӣ танҳо маънои тағйири меъёри фоизро надорад. Сахтшавии ғайричашмдошт метавонад ба хароҷоти қарз, маблағгузории ипотека, нархи дороиҳо, талабот ба меҳнат, хавфи бекорӣ, музди меҳнат ва дигар ҷараёнҳои даромад таъсир расонад. Дараҷаи дучоршавии хонаводаҳо ба ин каналҳо яксон нест. Дороиҳои пардохтпазири хонавода, вазъи ипотека, иҷоранишин ё соҳиби манзил будан, таркиби даромад аз музд–тиҷорат–даромади молиявӣ, мавҷудияти шахси дуюми эҳтимолии даромадовар дар хона ва бахшҳое, ки ба хавфи аз даст додани кор дучоранд, метавонанд мутобиқсозии истеъмолро тағйир диҳанд.

Саҳми таҳқиқот ба адабиёт дар он аст, ки ин механизмҳоро на танҳо аз рӯи гурӯҳҳои даромад ё сарват, балки дар буриши ҷинс ва нажод меомӯзад. Таҳлил чор гурӯҳро истифода мебарад: хонаводаҳое, ки шахси истинодии CE-и онҳо марди сафедпӯст, зани сафедпӯст, марди сиёҳпӯст ё зани сиёҳпӯст аст. Манбаъ муқоисаи асосии нажодиро бо хонаводаҳои сафедпӯст ва сиёҳпӯст маҳдуд мекунад, зеро барои хонаводаҳои осиёӣ, амрикоиҳои бумӣ ва испанитабор ҳаҷми намуна барои фаро гирифтани тамоми давраи 1988–2019 нокифоя аст.

Оё гурӯҳҳо аллакай дар сатҳҳои ибтидоӣ яксон буданд?

Не. Омори тавсифии CE ва CPS нишон медиҳад, ки сатҳҳои истеъмол, даромад, пасандоз ва бекорӣ аз ибтидо низ байни гурӯҳҳо фарқ мекарданд. Аз ин рӯ, таҳқиқот ба ҷойи муқоисаи танҳо сатҳҳо, тағйиротро пас аз зарбаи муайяншудаи сиёсати пулӣ арзёбӣ мекунад.

Арзишҳои истеъмол ва даромад дар сатҳи хонавода, бо нархҳои соли 2019 ва мувофиқи андозаи самараноки хонавода нормализатсия шудаанд. Омори бозори меҳнат аз CPS дар сатҳи шахсӣ гирифта шудааст. Ин ҷадвал таъсири сабабии сиёсати пулӣ нест, балки фарқиятҳои ибтидоии намунаҳоро нишон медиҳад.

Сиёсати Пулии Маҳдудкунанда Истеъмоли Кадом Хонаводаҳоро Бештар Кам Мекунад?

Дар арзёбиҳои манбаъ барои зарбаи маҳдудкунандаи 25 нуқтаи базисӣ, қавитарин коҳиши кӯтоҳмуддати молҳои истифодаи дарозмуддат дар хонаводаҳое дида мешавад, ки шахси истинодии CE-и онҳо зани сиёҳпӯст аст; шаш семоҳа пас истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат %7,5 коҳиш меёбад, дар ҳоле ки манбаъ барои хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сафедпӯст коҳиши %4,7-ро гузориш медиҳад. Гарчанде ҷавобҳои истеъмолии хонаводаҳои сиёҳпӯст дар маҷмӯъ калонтаранд, замонбандӣ ва категорияи истеъмол байни гурӯҳҳо фарқ мекунад; бинобар ин натиҷаро набояд ҳамчун як “тартиби таъсир”-и собит хондан.

Дар истеъмоли умумӣ шаш семоҳа пас, дар гурӯҳҳо ба ғайр аз хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст тақрибан %0,4 коҳиш дида мешавад, дар ҳоле ки барои хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст тақрибан %0,3 афзоиш арзёбӣ мешавад. Аммо ин гурӯҳ дар давраи миёна ва дароз ба бузургтарин коҳиши истеъмоли умумӣ мегузарад ва дар семоҳаи 12-ум ба тақрибан %1,5 коҳиш мерасад. Дар ҳамон семоҳаи 12-ум барои хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сафедпӯст тақрибан %0,8, барои марди сафедпӯст тақрибан %0,2 коҳиш ва барои хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст тақрибан ҷавоби сифрӣ гузориш мешавад.

Зарбаи 25 нуқтаи базисӣ дар сатҳи макро чӣ мекунад?

Дар иқтисоди умумӣ ҳамон зарбаи маҳдудкунанда пас аз 12 семоҳа истеҳсоли саноатиро %1,76 кам карда, сатҳи бекориро 0,47 банди фоизӣ зиёд ва даромади хонаводаро %2,36 кам мекунад. Истеъмоли умумӣ дар семоҳаи 6-ум %0,44 ва дар семоҳаи 12-ум %0,49 коҳиш меёбад. Азбаски коҳиш дар молҳои истифодаи дарозмуддат нисбат ба молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳо қавитар аст, фарқи ҷавоб байни ду гурӯҳи истеъмол дар семоҳаи 6-ум %4,81 ва дар семоҳаи 12-ум %4,33 васеъ мешавад.

Чаро истеъмол ба ҷойи танҳо коҳиш ёфтан бозтақсим мешавад?

Манбаъ нишон медиҳад, ки пас аз зарбаи маҳдудкунанда хонаводаҳо метавонанд аз молҳои гарон ва ба таъхир гузошташавандаи истифодаи дарозмуддат ба молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳои хурдтару наздиктар ба истифодаи ҳаррӯза гузаранд. Шаш семоҳа пас, дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳо %1,25, дар занони сафедпӯст %0,35, дар мардони сафедпӯст %0,21 зиёд мешаванд, дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст бошад %0,06 кам мешаванд.

Зеркатегорияҳо нишон медиҳанд, ки махсусан дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст дар ғизо, ашёи хона, нақлиёт ва хизматрасониҳои гуногун бозтақсимкунии қавӣ вуҷуд дорад. Баръакс, дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст баъзе категорияҳо, аз ҷумла ашёи хона, нигоҳубин, суғурта ва хизматрасониҳои технология/таҳсил/фароғат коҳиш меёбанд. Муаллиф инро бо он мепайвандад, ки қобилияти ин хонаводаҳо барои ҷуброн кардани коҳиши истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат тавассути интиқол ба категорияҳои дигар маҳдудтар аст.

Оё фарқиятҳои таҳсил, даромад ва ипотека натиҷаро шарҳ медиҳанд?

Ҳеҷ яке аз ин тағйирёбандаҳо натиҷаро танҳо шарҳ намедиҳад. Ҳатто вақте хонаводаҳои хатмкардаи донишгоҳ ва хатмнакарда алоҳида таҳлил мешаванд, фарқиятҳои нажодии истеъмол боқӣ мемонанд. Дар гурӯҳҳои дорои ипотека, соҳиби манзили бидуни қарз ва иҷоранишин низ фарқиятҳо аз байн намераванд. Ба ҳамин монанд, дар дохили квинтилҳои даромад ҷавобҳои истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддати хонаводаҳои сиёҳпӯст дар кӯтоҳмуддат аз хонаводаҳои сафедпӯст калонтаранд.

Дар квинтилҳои дуюм, чорум ва панҷуми даромад истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддати хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст дар шаш семоҳаи аввал бештар аз %10 коҳиш меёбад. Таҳлилҳои иловагӣ аз рӯи синну сол ва ҷойгиршавии ҷуғрофӣ низ фарқиятҳои асосиро пурра шарҳ намедиҳанд.

Таҷзияи дисперсия чӣ мегӯяд?

Муаллиф барои нишон додани он ки гурӯҳбандии ҷинс ва нажод танҳо тавсифӣ нест, ду таҷзияи дисперсия мегузаронад. Чор семоҳа пас аз шок, %75,3-и дисперсияи ҷавобҳои истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддати ҳамаи хонаводаҳо бо гурӯҳбандии ҷинс–нажод, %67,8 бо даромад, %21 бо вазъи оилавӣ, тақрибан %15 бо вазъи ипотека ё синну сол ва %5,6 бо гурӯҳбандии таҳсил алоқаманд аст.

Ин фоизҳо ҷузъҳои мустақил аз ҳам нестанд ва ҷамъашон метавонад аз %100 зиёд шавад; манбаъ махсус таъкид мекунад, ки гурӯҳҳои демографӣ бо ҳам алоқаманданд. Аз ин рӯ, арзиши %75,3 маънои онро надорад, ки “%75,3-и ҷавоб мустақиман аз ҷониби нажод ва ҷинс ба таври сабабӣ эҷод шудааст”.

Суғуртаи Даромади Ҳамсар Зарбаҳои Сиёсати Пулиро Чӣ гуна Мулоим Мекунад?

Суғуртаи даромади ҳамсар дар таҳқиқот механизмест, ки вақте сиёсати пулии маҳдудкунанда ба даромадовари асосии хонавода тавассути бекорӣ ё талафи даромад таъсир мекунад, ҳамсари дигар бо зиёд кардани пешниҳоди меҳнат коҳиши даромади умумии хонавода ва истеъмолро қисман ҷуброн мекунад. Дар муқоиса бо хонаводаҳои яккалонсолаи аз нав вазншуда, хонаводаҳои оиладор истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддатро камтар коҳиш медиҳанд; маълумоти CPS нишон медиҳад, ки махсусан занони оиладор дар баъзе гурӯҳҳо иштироки худро дар қувваи корӣ зиёд мекунанд.

Хонаводаҳои оиладор ва яккалонсол чӣ гуна муқоиса шуданд?

Азбаски вазъи оилавӣ метавонад бо дигар хусусиятҳои хонавода алоқаманд бошад, муаллиф хонаводаҳои яккалонсолро мустақиман бо хонаводаҳои оиладор муқоиса намекунад. Хонаводаҳои яккалонсол дар ҳар гурӯҳи ҷинс–нажод ва сол аз рӯи синну сол, таҳсилоти донишгоҳӣ, вазъи шуғл, вазъи ипотека, минтақа ва семоҳа ба таври ғайрипараметрӣ аз нав вазн дода мешаванд, то ба хусусиятҳои мушоҳидашавандаи хонаводаҳои оиладор монанд шаванд.

Пас аз ин тасҳеҳ, коҳиши истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат дар хонаводаҳои оиладор нисбат ба хонаводаҳои яккалонсолаи муқоисашаванда хурдтар аст. Фарқи оиладор–яккалонсол дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сафедпӯст ва зани сиёҳпӯст дар 12 семоҳаи аввал ва дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст дар шаш семоҳаи аввал аз ҷиҳати оморӣ аҳамиятнок аст.

Оё ҷавоби бозори меҳнат механизмро дастгирӣ мекунад?

Пас аз зарбаи маҳдудкунандаи 25 нуқтаи базисӣ сатҳи бекорӣ дар ҳамаи гурӯҳҳо боло меравад; афзоиш дар семоҳаи 6-ум тақрибан 0,2 банди фоизӣ ва дар семоҳаи 12-ум 0,4–0,6 банди фоизиро ташкил медиҳад. Фарқи бекории сиёҳпӯст–сафедпӯст дар семоҳаи 12-ум 0,13 банди фоизӣ васеъ мешавад.

Дар шахсони яккалонсол иштироки қувваи корӣ дар семоҳаи 6-ум 0,02–0,08 банди фоизӣ ва дар семоҳаи 12-ум 0,06–0,17 банди фоизӣ коҳиш меёбад. Баръакс, дар баъзе гурӯҳҳои оиладор иштирок дар кӯтоҳмуддат зиёд мешавад. Дар занони сиёҳпӯсти оиладор ҷавоби иштироки қувваи корӣ дар семоҳаи 6-ум +0,14 банди фоизӣ ва ҷавоби таносуби шуғл/аҳолӣ тақрибан +0,15 банди фоизӣ аст. Манбаъ инро бо “added earner effect” мувофиқ медонад.

Суғуртаи даромади ҳамсар дар модел чӣ гуна нишон дода мешавад?

Манбаъ модели коллективии хонаводаҳоро дар чаҳорчӯбаи Нав-Кейнсиании дорои агентҳои гетерогенӣ ҷой дода, интиқоли зарбаи истеъмолро чунин ҷамъбаст мекунад:

\[ \Delta c_{i,t} = \sigma \Delta r(\epsilon_{i,t}) + \left(1-\pi_{i,t}-\eta_{i,t}\right)\Delta\gamma(\epsilon_{i,t}) \]

Дар ин ҷо \(\Delta c_{i,t}\) тағйироти истеъмол, \(\Delta r\) таъсири канали фоизи воқеӣ, \(\gamma\) дучоршавии даромадовари асосӣ ба зарбаи музди меҳнат, \(\pi\) худсуғуртакунӣ тавассути дороиҳо ва \(\eta\) ҳиссаи суғурта аз пешниҳоди меҳнати ҳамсарро ифода мекунад. Дар хонаводаҳои яккалонсол ҳамсари дуюм вуҷуд надорад, бинобар ин \(\eta=0\); дар хонаводаҳои оиладор имкони зиёд кардани пешниҳоди меҳнати ҳамсар метавонад интиқоли зарбаи музди меҳнатро ба истеъмол коҳиш диҳад.

Муаллиф барои ҷамъбасти эмпирикии ин механизм таносуби \(\xi_g\)-ро истифода мекунад, ки ҷавоби ҷамъшудаи иштироки қувваи кории ҳамсарро ба фарқи ҷамъшудаи мулоимшавии истеъмол вобаста ба издивоҷ тақсим мекунад:

\[ \xi_g= \frac{\sum_h \Delta L^{Spouse}_{g,h}} {\sum_h\left[\Delta c^M_{g,h}-\Delta c^S_{g,h}\right]} \]

\(\Delta L^{Spouse}\) ҷавоби иштироки қувваи кории ҳамсарро; \(\Delta c^M\) ҷавоби истеъмоли хонаводаи оиладорро; \(\Delta c^S\) ҷавоби хонаводаи яккалонсолро нишон медиҳад, ки хусусиятҳои мушоҳидашавандааш бо хонаводаҳои оиладор мувофиқ карда шудаанд. \(\xi\)-и мусбати баландтар бо истифодаи бештари маржаи “даромадовари дуюм” барои мулоим кардани истеъмол мувофиқ аст.

Манбаъ далел меорад, ки дар хонаводаҳои оиладоре, ки шахси истинодашон марди сиёҳпӯст аст, ҷавоби ҷамъшудаи иштироки қувваи кории ҳамсарони занони сиёҳпӯст ба андозаи +0,64 банди фоизӣ калонтар буда, дар хонаводаҳое, ки буфери дороиҳои пардохтпазир нисбатан маҳдуд аст, пешниҳоди меҳнат метавонад маржаи муҳими суғуртаи истеъмол бошад. Бо вуҷуди ин, кори иловагии муздноки ҳамсар барои хонавода суғуртаи бехароҷот нест; манбаъ ҳамчунин қайд мекунад, ки махсусан занон метавонанд дар баробари кори музднок бори иловагии бемузди хона ва нигоҳубинро бар дӯш гиранд.

Усул ва Натиҷаҳои Таҳқиқот

Давраи маълумот ва манбаъҳои маълумот

Давраи таҳлил 1988–2019 аст. Истеъмол ва даромади хонаводаҳо аз Consumer Expenditure Survey гирифта шудаанд. Хонаводаҳои CE сохтори панели гардишӣ доранд, ки ҳар семоҳа дар бораи истеъмол, даромад ва хароҷоти се моҳи қаблӣ пурсида мешаванд; хонавода пас аз чор семоҳаи пайдарпай аз намуна хориҷ мешавад.

Маълумоти CE-и пеш аз 2004 бо пайравӣ аз Coibion ва ҳамкоронаш коркард шудааст, то бо равиши импутатсияе, ки маҷмӯи маълумот баъд аз 2004 истифода мебарад, муқоисашаванда шавад. Қаторҳо ба басомади семоҳа ҷамъ оварда, бо миёнаи ҳаракаткунандаи чорсемоҳа ҳамвор, бо CPI ба нархҳои воқеии соли 2019 гузаронида ва аз рӯи андозаи самараноки хонавода нормализатсия шудаанд.

Азбаски CE барои натиҷаҳои бозори меҳнат намунаи маҳдудтар ва маълумоти ретроспективии шуғл дорад, бекорӣ, иштироки қувваи корӣ ва таносуби шуғл/аҳолӣ аз CPS ҳисоб шудаанд. Азбаски CPS намунаи калонтар, моҳона ва намояндагии миллӣ дорад, он ба арзёбии дақиқтари ҷавобҳои демографии бозори меҳнат имкон медиҳад.

Зарбаи сиёсати пулӣ чӣ гуна муайян шуд?

Таҳқиқот силсилаи сюрпризҳои баландбасомади сиёсати пулии Bauer ва Swanson барои соли 2023-ро истифода мебарад. Силсила тағйироти ғайричашмдошти интизориҳои фоизиро дар равзанаҳои кӯтоҳ атрофи эълонҳои FOMC чен мекунад. Ҳамин тавр, на танҳо тағйири амалишудаи меъёри ҳадаф, балки тағйироти ғайричашмдошти шароити молиявӣ, ки аз масири ояндаи сиёсат ва иртибот ба вуҷуд меоянд, низ фаро гирифта мешаванд.

Сюрпризҳои дохилирӯзӣ ба басомади семоҳа ҷамъ карда мешаванд. Дар арзёбиҳо даромаднокии вомбарги дусолаи Хазинадории ИМА бо сюрпризи Bauer–Swanson инструменталӣ мешавад.

Муодилаи Local projections–IV

Муодилаи асосии арзёбӣ дар манбаъ чунин аст:

\[ x_{g,t+h} = \alpha_{g,h} + \psi_{g,h}(L)Z_{t-1} + \beta_{g,h}Y_t^{2y} + \varepsilon_{g,t+h}, \qquad h=0,\ldots,H-1 \]

\(x_{g,t+h}\) натиҷаи ояндаи истеъмол, даромад ё бозори меҳнат барои гурӯҳи демографии \(g\) мебошад. \(\alpha_{g,h}\) ҳади собит аст. \(\psi_{g,h}(L)\) таъсири тағйирёбандаҳои назоратиро тавассути оператори лаг ифода мекунад. Дар \(Z_{t-1}\) лагҳои тағйирёбандаи натиҷа, даромаднокии дусолаи Хазинадорӣ, log истеҳсоли саноатӣ, log CPI ва excess bond premium дохил мешаванд. \(Y_t^{2y}\) даромаднокии дусолаи Хазинадорӣ ва \(\beta_{g,h}\) коэффисиенти асосии таъсири сиёсат дар ҳар уфуқ аст.

Натиҷаҳои асосӣ то 20 семоҳа арзёбӣ мешаванд. Муодила бо GMM арзёбӣ шуда, зарбаи баландбасомади Bauer–Swanson ҳамчун инструмент барои даромаднокии дусола истифода мешавад. Хатоҳои стандартӣ ба шакли Newey–West-и устувор ба гетероскедастикӣ ва автокоррелятсия (HAC) мебошанд. Дар арзёбиҳои асосӣ F-статистикаи марҳилаи аввал аз ҳадди 10-и Stock–Watson болотар аст.

Ҷавобҳои иқтисоди умумӣ

Таносуби ҷавоби истеъмол-даромад

Манбаъ таносубҳои ҷавоби истеъмол-даромадро бо тақсим кардани ҷавоби фоизии истеъмол ба ҷавоби фоизии даромади умумии хонавода пас аз андоз баъд аз ҳамон зарбаи 25 нуқтаи базисӣ ҳисоб мекунад. Барои ҳамаи хонаводаҳо таносуби истеъмоли умумӣ дар лаҳзаи шок 1,00; дар семоҳаи 6-ум 1,17; дар семоҳаи 12-ум 0,21 аст.

Дар семоҳаи шашум таносуби молҳои истифодаи дарозмуддат 12,18 ва таносуби молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳо −0,56 аст. Вақте манбаъ инро ба миқёси доллар мегузаронад, ҳисоб мекунад, ки пас аз зарбаи 25 нуқтаи базисӣ барои ҳар 1 доллар талафи даромад хонаводаҳо хароҷоти умумиро тақрибан 20 сент кам мекунанд; ин аз коҳиши тақрибан 30-сентии молҳои истифодаи дарозмуддат ва афзоиши тақрибан 8-сентии молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат/хизматрасониҳо таркиб меёбад.

Ин таносубҳоро набояд байни гурӯҳҳо мустақиман ҳамчун “рейтинги майли маржиналӣ ба истеъмол” хондан; манбаъ таъкид мекунад, ки ҳар таносуб нисбат ба ҷавоби даромади худи гурӯҳ ҳисоб шудааст ва тафсири муқоисаҳо дар дохили гурӯҳ боэътимодтар аст.

Оё Зарбаҳои Маҳдудкунанда ва Тавсеадиҳандаи Сиёсати Пулӣ Симметрӣ ҳастанд?

Не. Дар таҳқиқот зарбаҳои маҳдудкунанда ва тавсеадиҳандаи ҳамандозаи сиёсати пулӣ истеъмолро дар миёна ва дарозмуддат симметрӣ ҳаракат намедиҳанд; истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат дар зарбаҳои маҳдудкунанда бештар аз афзоише, ки зарбаҳои тавсеадиҳанда ба вуҷуд меоранд, коҳиш меёбад ва ин асимметрия махсусан дар баъзе гурӯҳҳои демографӣ аз ҷиҳати оморӣ возеҳ аст.

Муодилаи арзёбии state-dependent

Муаллиф барои ҳолати инфлятсия, тавсеа/коҳиши иқтисодӣ ва аломати шок сохтори мутақобилаи local projection-и зеринро истифода мебарад:

\[ x_{g,t+h} = \alpha_{g,h} + \psi_{g,h}(L)Z_{t-1} + \beta_{g,h}^{1}Y_t^{2y}D_t + \beta_{g,h}^{0}Y_t^{2y}(1-D_t) + \varepsilon_{g,t+h} \]

\(D_t\) нишондиҳандаест, ки ҳолати иқтисодии таҳлилшавандаро муайян мекунад. Дар таҳлили инфлятсия, инфлятсияи паст %2 ё камтар; дар таҳлили ҳолати иқтисодӣ, рецессия “slump”; дар таҳлили аломати шок, сюрпризи мусбат ҳамчун зарбаи маҳдудкунанда рамзгузорӣ шудааст.

Дар намуна 128 семоҳа мавҷуд аст; аз онҳо 82 семоҳа инфлятсияи паст, 19 семоҳа рецессия ва 78 семоҳа давраи зарбаи маҳдудкунанда гурӯҳбандӣ шудаанд. Азбаски қувваи инструменти марҳилаи аввал дар таъсирҳои мутақобилаи инфлятсияи паст дар баъзе спецификатсияҳо заиф аст, манбаъ равшан мегӯяд, ки ин натиҷаҳо бояд бо эҳтиёти бештар тафсир шаванд.

Инфлятсия ва ҳолати иқтисодӣ

Дар кӯтоҳмуддат истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат ба зарбаҳои маҳдудкунанда дар давраҳои инфлятсияи баланд нисбат ба давраҳои инфлятсияи паст қавитар ҷавоб медиҳад. Дар муқоисаи рецессия–тавсеа барои хонаводаҳои сафедпӯст намунаи умумии равшан дида намешавад; дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст коҳиши истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат дар семоҳаи 3-юм дар рецессия 6,3 банди фоизӣ бештар, дар семоҳаи 10-ум бошад дар давраи тавсеа 5,9 банди фоизӣ бештар аст.

Фарқи зарбаҳои маҳдудкунанда ва тавсеадиҳанда

Дар семоҳаи шашум, таъсири зарбаи маҳдудкунанда ба истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат аз таъсири баръакси зарбаи тавсеадиҳандаи ҳамандоза дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст 6,8 банди фоизӣ; дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сафедпӯст ва зани сафедпӯст 3,7 банди фоизӣ; дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст 3,0 банди фоизӣ бештар аст.

Ҷадвали иловагии P.1 нишон медиҳад, ки фарқиятҳои ҷавоб аз рӯи аломати шок дар ҳамаи уфуқҳо аҳамиятноканд ва дар давраҳои миёна/дароз ҳамаи категорияҳои истеъмол аз рӯи андозаи мутлақ ба зарбаҳои маҳдудкунанда қавитар ҷавоб медиҳанд. Фарқиятҳои андозаи мутлақ дар молҳои истифодаи дарозмуддат дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сафедпӯст ва зани сиёҳпӯст, ва дар молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳо дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст махсусан возеҳанд.

Санҷишҳои устуворӣ

Натиҷаҳои асосӣ ҳангоми истифодаи силсилаи зарбаҳои сиёсати пулии Jarociński–Karadi ва Wu–Xia shadow rate, ки бо зарбаи Bauer–Swanson инструменталӣ шудааст, аз ҷиҳати самт, андоза ва аҳамияти оморӣ умуман нигоҳ дошта мешаванд.

Local projections–OLS, дарозии алтернативии lag то чор ва тағйирот дар вектори назорат низ намунаҳои асосиро асосан нигоҳ медоранд. Панҷ ё бештар lag намунаи самаранокро кам карда, дар уфуқҳои дароз ба фосилаҳои эътимоди васеъ ва ноустувор оварда мерасонанд.

Вақте ба ҷойи миёнаи ҳаракаткунандаи чорсемоҳа тасҳеҳи мавсимии Census X-11 истифода мешавад, аломат ва андозаи натиҷаҳо монанд аст; аммо махсусан дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст ва зани сиёҳпӯст тағйирпазиртар мешавад. Дар зердавраҳои pre-2001, pre-2008 ва post-2008 низ натиҷаи асосӣ, ки дар кӯтоҳмуддат коҳиши истеъмоли умумӣ ва молҳои истифодаи дарозмуддати хонаводаҳои сиёҳпӯст аз хонаводаҳои сафедпӯст калонтар аст, сифатан нигоҳ дошта мешавад.

Ёддошти муҳим оид ба пешниҳоди оморӣ

Манбаъ дар графикҳои асосӣ барои осонии пешниҳоди маълумот бештар тасмаҳои эътимоди як инҳирофи стандартиро истифода мебарад ва дар баъзе ҷадвалҳо аломати *-ро тақрибан \(p<0{,}32\), **-ро \(p<0{,}10\) муайян мекунад. Фосилаҳои эътимоди %90 ва санҷишҳои расмитар оид ба фарқиятҳои гурӯҳӣ дар замимаҳо дода шудаанд. Аз ин рӯ, ҳар ҷудошавии визуалӣ дар график набояд ҳамчун фарқи исботшуда дар ҳадди аҳамияти %5 тафсир шавад.

Натиҷаҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ мекунад

• Зарбаҳои маҳдудкунандаи сиёсати пулӣ ба андозаи 25 нуқтаи базисӣ ба истеъмоли хонаводаҳои ИМА бо андоза ва профили замонии гуногун аз рӯи гурӯҳ таъсир мерасонанд.
• Дар кӯтоҳмуддат коҳиши истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддат дар хонаводаҳои дорои шахси истинодии зани сиёҳпӯст махсусан калон аст.
• Хонаводаҳои дорои шахси истинодии марди сиёҳпӯст дар кӯтоҳмуддат қавитарин бозтақсимкуниро ба молҳои истифодаи кӯтоҳмуддат ва хизматрасониҳо нишон медиҳанд.
• Таҳсил, даромад, вазъи ипотека, синну сол ва ҷуғрофия гетерогениро пурра шарҳ намедиҳанд.
• Хонаводаҳои оиладор метавонанд истеъмоли молҳои истифодаи дарозмуддатро нисбат ба хонаводаҳои яккалонсолаи муқоисашаванда бештар мулоим кунанд.
• Афзоиши пешниҳоди меҳнати ҳамсар, махсусан дар баъзе хонаводаҳои оиладор, бо маржаи иловагии суғурта бар зидди зарбаи даромад мувофиқ аст.
• Таъсири зарбаҳои маҳдудкунанда ба истеъмол дар миёна ва дарозмуддат аз зарбаҳои тавсеадиҳанда қавитар аст.
• Самти натиҷаҳои асосӣ дар силсилаҳои алтернативии шок, давраҳои намуна ва спецификатсияҳои гуногуни эконометрикӣ умуман нигоҳ дошта мешавад.

Натиҷаҳо ва маҳдудиятҳое, ки таҳқиқот дастгирӣ намекунад

• Таҳқиқот нишон намедиҳад, ки тағйирёбандаҳои “нажод” ё “ҷинс” сабабҳои биологӣ ё ягонаи мустақиманд; ин категорияҳо бисёр шароити ба ҳам алоқаманд, аз ҷумла сохтори хонавода, дучоршавӣ ба бозори меҳнат, сарват, пардохтпазирӣ ва дастрасии молиявиро якҷо инъикос мекунанд.
• Гурӯҳбандии хонавода ба ҳувияти шахси истинодии CE асос ёфта, ҳувияти ҳамаи аъзои хонаводаҳоро ифода намекунад.
• Хонаводаҳои осиёӣ, амрикоиҳои бумӣ ва испанитабор бинобар намунаи хурд ё нопурра дар тамоми давраи 1988–2019 ба таҳлили асосии нажодӣ дохил карда нашудаанд.
• Андозагириҳои даромад ва сарват дар CE нисбат ба баъзе дигар пурсишҳои хонавода маҳдудтаранд.
• Натиҷаҳои spousal insurance дар таҳлили вазъи оилавӣ бо механизм мувофиқанд; азбаски издивоҷ тасодуфӣ таъин нашудааст, онро набояд ҳамчун таъсири сабабии таҷрибавии худи издивоҷ тафсир кард.
• Азбаски қувваи инструмент дар арзёбиҳои state-dependent-и инфлятсияи паст заиф аст, ин натиҷаҳо номуайянии бештар доранд.
• Натиҷаҳои ИМА барои солҳои 1988–2019-ро наметавон мустақиман ба кишварҳои дигар, низомҳои дигари пулӣ ё давраҳои баъдӣ интиқол дод.
• Таҳқиқот қоидаи оптималии сиёсати бонки марказиро мустақим ҳисоб намекунад; барои тарҳрезии сиёсат параметрҳо ва далелҳои тақсимотӣ пешниҳод мекунад.

Ёддошт оид ба Манбаъ ва Усул

Таҳқиқоти аслӣ: Monetary Policy Transmission to Consumption: Inequalities by Gender and Race.

Муаллиф: Aina Puig.

Санаи версияи боршуда: September 2026.

Платформа: SSRN.

Рақами SSRN: 7446141.

DOI: 10.2139/ssrn.7446141.

Санаи нашр/боргузории SSRN: 11 сентябри 2026.

Шумораи саҳифаҳо: Версияи ҷории боршудаи SSRN 78 саҳифа буда, Supplementary Material-ро дар бар мегирад.

Вазъи бозбинӣ: Дар ҳар саҳифаи PDF ибораи “This preprint research paper has not been peer reviewed” мавҷуд аст. Аз ин рӯ, таҳқиқот ҳамчун мақолаи ниҳоии бозбинишуда пешниҳод нашудааст.

Аффилиатсия: Сабти ҷории SSRN Aina Puig-ро бо American University алоқаманд мекунад. Версияи Levy Economics Institute Working Paper No. 1108 аз 5 марти 2026 бо ҳамин унвон бошад, аффилиатсияи Pace University-ро нишон медиҳад. Манбаи илмии Verianla версияи SSRN-и сентябри 2026 мебошад; фарқи аффилиатсия байни версияҳо нигоҳ дошта шудааст.

Версияи параллелии working-paper: Levy Economics Institute Working Paper No. 1108, 5 марти 2026. Ин версия working-paper-и ҳамон таҳқиқот аст, ки дар санаи дигар нашр шуда, ба ҷойи файли боршудаи SSRN истифода нашудааст.

Иҷозатнома: Дар версияи боршудаи SSRN иҷозатномаи кушодаи тасдиқшавандаи Creative Commons нишон дода нашудааст. Версияи Levy Working Paper ибораи “All rights reserved”-ро дорад. Аз ин рӯ, шаклҳои манбаъ мустақиман дубора истифода нашуда, аз нигоҳи ҳуқуқи муаллиф равиши fail-closed татбиқ шудааст.

Таснифи JEL: E21, E52, J15, J16.

Калидвожаҳо: Monetary policy, consumption, gender, race.

Давраи таҳлил: 1988–2019.

Манбаи маълумоти истеъмол ва даромади хонавода: Consumer Expenditure Survey (CE).

Манбаи маълумоти бозори меҳнат: Current Population Survey (CPS).

Зарбаи сиёсати пулӣ: Bauer ва Swanson (2023) conventional high-frequency monetary policy surprise series.

Усули асосии эконометрикӣ: Local projections–instrumental variables; даромаднокии дусолаи Хазинадорӣ бо сюрпризи баландбасомади Bauer–Swanson инструменталӣ шуда, муодила бо GMM арзёбӣ шудааст.

Хатоҳои стандартӣ: Newey–West HAC.

Уфуқи асосӣ: То 20 семоҳа impulse responses.

Миқёси асосии шок: Зарбаи маҳдудкунандаи сиёсати пулӣ ба андозаи 25 нуқтаи базисӣ.

Назоратҳо: Лагҳои тағйирёбандаи натиҷа, даромаднокии дусолаи Хазинадорӣ, log истеҳсоли саноатӣ, log CPI ва excess bond premium.

Эътиборнокии инструмент: Дар арзёбиҳои асосӣ F-статистикаҳои марҳилаи аввал аз 10 болотаранд. Дар таъсирҳои мутақобилаи state-dependent-и инфлятсияи паст қувваи инструмент заифтар аст ва манбаъ тафсири эҳтиёткоронаро тавсия медиҳад.

Санҷишҳои устуворӣ: Зарбаҳои Jarociński–Karadi, Wu–Xia shadow rate, LP-OLS, дарозии гуногуни lag, маҷмӯаҳои алтернативии назорат, тасҳеҳи мавсимии X-11, давраҳои pre-2001/pre-2008/post-2008, синну сол, ҷуғрофия, вазъи оилавӣ, касб/бахш, ҳолати инфлятсия, рецессия/тавсеа ва аломати шок.

Маблағгузорӣ: Дар PDF-и пешниҳодшуда изҳороти ҷудогонаи маблағгузорӣ вуҷуд надорад.

Бархӯрди манфиатҳо: Дар PDF-и пешниҳодшуда бахши ҷудогонаи бархӯрди манфиатҳо вуҷуд надорад.

Дастрасии маълумот: Гуфта мешавад, ки маълумоти хоми CE-ро аз Bureau of Labor Statistics зеркашӣ кардан мумкин аст. CPS ва силсилаҳои назорати макро аз манбаъҳои дахлдори ҷамъиятии маълумот гирифта шудаанд. “Data Availability Statement”-и ҷудогона вуҷуд надорад.

Сипосгузорӣ: Муаллиф барои версияи қаблӣ ба муҳаррир Evi Pappa, як associate editor, ду бозбин ва бисёр муҳаққиқон ва иштирокчиёни конфронс сипос мегӯяд. Бо вуҷуди ин, файли боршудаи сентябри 2026 худро ба таври равшан ҳамчун preprint-и аз бозбинии ҳамсолон нагузашта нишон медиҳад.