WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

58 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № 1 Индексы базовой инфляции в России1 Дементьев А.В., Бессонов И.О.

В работе систематизируются теоретические основы построения раз личных мер базовой инфляции и описывается опыт их использования. На основе наиболее распространенного в мировой практике метода исключе ния, применяемого также и в России с 2003 г. при формировании базового индекса потребительских цен (БИПЦ), проводится ретроспективный рас чет данного индекса до 1997 г. В научный оборот также вводятся альтер нативные меры базовой инфляции в России в 1997–2010 гг., при этом под робно раскрывается методика их построения. Эконометрическая проверка формальных критериев, характеризующих соответствие свойств различных мер базовой инфляции требованиям, предъявляемым теорией, показала, что рассчитываемый в России БИПЦ отражает трендовые свойства ценовой ди намики не хуже, чем альтернативные меры, построенные методом исключе ния или методом усеченных оценок.

Ключевые слова: базовая инфляция;

метод исключения;

индекс потребительских цен.

1. Введение В последние годы в мире значительно возросло внимание монетарных властей к базовой инфляции (core inflation) в связи с переходом многих стран к политике инф ляционного таргетирования. Необходимость иметь в своем распоряжении оперативную и адекватную меру инфляционной динамики, отражающую общее движение цен в эко Работа выполнена в рамках программы фундаментальных исследований НИУ ВШЭ в 2010– 2011 гг.

Авторы выражают благодарность Горячевой И.П., бывшему начальнику Управления стати стики цен и финансов Росстата, и Бессонову В.А., заведующему Лабораторией исследования проб лем инфляции и экономического роста, за оказанную помощь в подготовке данной работы.

Дементьев А.В. – научный сотрудник Лаборатории исследования проблем инфляции и эконо мического роста НИУ ВШЭ. E-mail: adementiev@hse.ru Бессонов И.О. – стажер-исследователь Лаборатории исследования проблем инфляции и эконо мического роста НИУ ВШЭ. E-mail: TennoDge@yandex.ru Статья поступила в Редакцию в январе 2012 г.

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ номике, заставляет монетарные власти использовать в качестве промежуточных целей и/или индикаторов денежной политики специальным образом сконструированные ин дексы базовой инфляции, отличающиеся от официально публикуемых и широко цити руемых индексов инфляции (headline inflation).

Недавние теоретические работы в области построения оптимальной монетарной политики [9] указывают на то, что как с точки зрения прозрачности и ответственно сти политики, так и с точки зрения наличия удобного операционального индикатора использование монетарными властями показателя базовой инфляции является более предпочтительным по сравнению с общепринятым показателем индекса потребитель ских цен (ИПЦ). Безусловно, это не означает отказа от использования публикуемого ИПЦ в качестве конечного ориентира для среднесрочной стабилизационной политики. Вместе с тем, как отмечает Мишкин [28], монетарные власти на операциональном уровне за интересованы в стабильности так называемой фоновой (или трендовой) инфляции (un derlying inflation), лежащей в основе общего движения цен, и индекс базовой инфляции может служить при этом полезным прокси-индикатором.

В этой связи перед монетарными властями в разных странах возникает задача вы бора наиболее адекватной меры базовой инфляции. Существует ряд общепринятых ме тодов расчета индексов базовой инфляции. Центральный банк России регулярно, начи ная с 2003 г., использует в своих отчетах наряду с официальным ИПЦ и базовый индекс потребительских цен (БИПЦ) в качестве меры базовой инфляции. Однако содержатель ные выводы о «трендовой» динамике цен в России на основе данного показателя сделать достаточно сложно. Во-первых, ряд является слишком коротким. Во-вторых, корзина то варов и услуг, используемых для расчета БИПЦ, за это время несколько раз корректиро валась, что также снижает интерпретируемость данного показателя.

На текущий момент БИПЦ не является популярной мерой инфляции в России: Цент ральный банк России, упоминая БИПЦ2 в своих отчетах, отводит данному показателю второстепенную роль при анализе инфляционной динамики, Министерство экономи ческого развития не всегда публикует прогноз БИПЦ, частота упоминания индекса ба зовой инфляции в СМИ существенно уступает частоте упоминания ИПЦ. Таким образом, можно говорить об отсутствии спроса на качественную меру базовой инфляции в России.

Перед Росстатом как основным поставщиком статистической информации не поставлены формальные требования к мере базовой инфляции со стороны потребителей соответст вующих данных. Это снижает степень заинтересованности статистического органа в по вышении прозрачности и улучшении методики расчета БИПЦ.

В настоящей работе предпринята попытка сформулировать некоторые требования к методике расчета индексов базовой инфляции со стороны потенциальных потреби телей соответствующей информации (монетарных властей), проанализировать соответ ствие методики Росстата данным требованиям, а также оценить возможность примене ния рассчитанных в соответствии с распространенными в мире методиками индексов базовой инфляции для проведения краткосрочной монетарной политики.

В следующем разделе обсуждаются общие требования к возможной мере базовой инфляции, предъявляемые монетарными властями и экономическими агентами. В раз деле 3 анализируется и систематизируется мировой опыт использования различных мер В отчетах Центрального банка России данный показатель носит название «базовая инфляция».

60 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № базовой инфляции. Раздел 4 посвящен описанию методики расчета БИПЦ в России и содержит ретроспективный расчет БИПЦ в период 1997–2000 гг., проведенный в соот ветствии с официальной методикой Росстата 2003 г. В разделе 5 приводится описание альтернативных методик расчета мер базовой инфляции, наиболее часто применяемых в мировой практике. В разделе 6 на базе формальных критериев демонстрируется ряд свойств, присущих рассчитанным индексам базовой инфляции, и анализируется возмож ность использования их при проведении монетарной политики, после чего в заключи тельной главе формулируются выводы о применимости различных индексов в качестве эффективных индикаторов монетарной политики в России.

2. Использование индексов базовой инфляции В качестве официальной меры инфляции обычно используется ИПЦ, который рассчитывается в соответствии с концепцией индекса стоимости жизни. ИПЦ ориенти рован на оценку инфляции для населения и не обязательно может служить целью для монетарных властей в долгосрочном и среднесрочном периодах [25]. В качестве кратко срочного индикатора инфляционных процессов ИПЦ слабо информативен, поскольку подвержен влиянию внешних краткосрочных шоков. В краткосрочном периоде ориента ция монетарной политики на ИПЦ может приводить к ценовой дестабилизации из-за существования лагов между временным шоком, откликом монетарных властей и реакци ей экономических агентов на данный отклик. Если результат отклика центрального бан ка на временный шок совпадет с моментом прекращения действия данного шока, то это приведет к двойному давлению на цены и макроэкономической дестабилизации [9].

Наряду с подобной дестабилизацией реагирование монетарных властей на вр менные ценовые шоки может приводить к изменению относительных цен между сек торами экономики с различающейся ценовой гибкостью. К примеру, краткосрочная монетарная экспансия в первую очередь оказывает влияние на секторы с гибкой цено вой политикой, в которых приспособление цен к новому уровню совокупного спроса про исходит сравнительно быстрее, чем в секторах с жесткими или плавно меняющимися ценами. Это приводит к неоправданному перераспределению ресурсов в пользу секторов с гибкими ценами [6;

34].

Таким образом, в целях поддержания ценовой стабильности и предотвращения негативных эффектов перераспределения возникает необходимость в построении ме ры инфляции, которая является менее чувствительной к временным ценовым шокам.

Такие меры инфляции носят название «индексы базовой инфляции».

Заинтересованность монетарных властей в использовании подобных индексов в общем случае зависит как от целей монетарной политики, так и от выбранных инст рументов. К примеру, если центральный банк принял решение в качестве правила мо нетарной политики следовать инфляционному таргетированию, то может потребоваться построение специального «индекса ценовой стабильности» [25], в расчете которого ис пользуется информация о номинальных заработных платах в экономике. Вместе с тем потенциал использования более привычных, что очень важно, мер базовой инфляции далеко не исчерпан.

В странах, придерживавшихся до последнего времени схожих монетарных правил и проводивших политику инфляционного таргетирования, в качестве конечной цели 2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ выбирались самые разнообразные показатели базовой инфляции. В частности, Велико британия до 2004 г. использовала индекс розничных цен товаров и услуг за исключе нием платежей по ипотеке (RPIX), Чехия до 2001 г. ориентировалась на ИПЦ без регули руемых цен (net inflation), ЮАР до 2008 г. использовала ИПЦ без платежей по ипотеке (CPIX), Южная Корея до 2007 г. устанавливала в качестве цели ИПЦ за исключением цен зерновой сельскохозяйственной продукции и топлива на основе нефти (core inflation).

По состоянию на конец 2009 г. только Таиланд использовал индекс базовой инфляции (ИПЦ за исключением свежих продуктов питания, топлива и электроэнергии) как це левой ориентир.

В последнее десятилетие наметилась тенденция отказа от использования цент ральными банками индексов базовой инфляции в качестве долгосрочной цели монетар ной политики. Все больше стран, таргетирующих инфляцию, переходят к использованию ИПЦ и его аналогов (HICP, RPI, IPCA и пр.) в качестве долгосрочного целевого ориентира (см.: [8;

11;

22]). Это в том числе обусловлено недостатками применяемых мер базовой инфляции, в частности:

• индекс базовой инфляции может отфильтровывать не все краткосрочные шоки или, наоборот, отфильтровывать информационную составляющую инфляционной дина мики;

• экономические агенты редко используют сложные для понимания индексы базовой инфляции при формировании своих инфляционных ожиданий.

Вместе с тем доказательством «полезности» использования индекса базовой инф ляции при решении задачи поддержания ценовой стабильности может служить пример США, где рост мировых цен на нефть в 2004–2006 гг. не привел к росту инфляционных ожиданий. В качестве якоря (anchor) при формировании инфляционных ожиданий по служил индекс базовой инфляции, из которого исключены цены на энергоресурсы [27].

Если экономические агенты лишены возможности ориентироваться на знакомый и по нятный им индекс базовой инфляции, а в качестве единственного показателя ценовой динамики используют ИПЦ, то врменные шоки могут порождать устойчивые измене ния инфляционных ожиданий, что в свою очередь затрудняет управление инфляцион ными процессами со стороны центрального банка. Таким образом, вне зависимости от применяемого монетарного правила, и центральный банк заинтересован не только ис пользовать понятный для экономических агентов и более стабильный показатель ба зовой инфляции, но и популяризировать его. Для этого, в частности, требуется простая, прозрачная и, насколько это возможно, неизменная методика расчета индекса базовой инфляции.

В этой связи при использовании индекса базовой инфляции для целей мониторин га ценовой динамики и текущего управления монетарной сферой следует самое при стальное внимание уделять методике построения и свойствам конкретной меры базовой инфляции. Регулярная и оперативная публикация понятного экономическим агентам индекса с заведомо более стабильной динамикой (коим по построению должен являться индекс базовой инфляции) позволяет монетарным властям «заякорить» инфляционные ожидания публики, не прибегая при этом к непосредственным мерам инфляционного таргетирования.

62 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № 3. Мировой опыт построения индексов базовой инфляции За последние 30 лет, прошедших после публикации пионерной работы Экштайна [15] на тему базовой инфляции, в экономической литературе так и не сформировался однозначный критерий оптимальности различных мер базовой инфляции [26]. Среди предлагаемых методик расчета индексов базовой инфляции наиболее часто встречают ся следующие:

1) метод исключения – рассчитывается аналогично ИПЦ, но при этом из корзи ны для расчета исключаются некоторые товары и услуги;

2) усеченное среднее – рассчитывается как усеченное средневзвешенное индиви дуальных индексов, когда из корзины для расчета исключаются товары и услуги с наи более волатильными ценами;

3) оценки тренда – рассчитывается с использованием различных алгоритмов сгла живания и очищения от сезонности;

4) метод изменения весов товаров и услуг в корзине ИПЦ – рассчитывается анало гично ИПЦ, но при расчете агрегированного индекса изменены используемые веса то варов и услуг.

В мировой практике монетарными властями чаще всего используются меры базо вой инфляции, рассчитанные в рамках метода исключения, вторыми по популярности являются методы усеченного среднего (табл. 1).

Таблица 1.

Упоминаемые в отчетах монетарных властей индексы базовой инфляции Страна Метод Оценка Усечен- Изме- Прочие Мера базовой инфляции, исклю- тренда ные нения кроме метода исключения чения оценки весов Армения + 15-процентное усеченное среднее Австралия + + Взвешенная медиана Еврозона + Канада + + Перевзвешенный ИПЦ на основе весов, рассчитанных с учетом волатильности групп товаров и услуг Великобритания + США + + Взвешенная медиана Япония + Чили + Бразилия + + Усеченное среднее Колумбия + Чехия + Фиджи + ИПЦ с сезонной корректировкой Гана + 2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Окончание табл. 1.

Страна Метод Оценка Усечен- Изме- Прочие Мера базовой инфляции, исклю- тренда ные нения кроме метода исключения чения оценки весов Гватемала + Венгрия + Исландия + Индонезия + Израиль + + Прогноз ИПЦ на 12 месяцев Мексика + Непал + Новая Зеландия + + + Экспоненциально сглаженный ИПЦ, 20-процентное усеченное среднее, взве шенная медиана Норвегия + + 20-процентное усеченное среднее, взве шенная медиана Перу + Филиппины + + 30-процентное усеченное среднее, взве шенная медиана Польша + + 15-процентное усеченное среднее Румыния + Сингапур + ИПЦ с сезонной корректировкой Сербия + ЮАР + Южная Корея + Швеция + Швейцария + + + 15-процентное усеченное среднее, дина мическая факторная инфляция Таиланд + Турция + Уругвай + Итого 35 стран 32 3 9 1 Источник: отчеты центральных банков, 2009 г.

Оценки тренда инфляции обладают существенными недостатками: они плохо рас считываются на «актуальном конце» (actual end) временного ряда, поэтому уступают прочим оценкам либо в надежности, либо в актуальности.

64 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № Метод на основе изменения весов в корзине товаров и услуг для расчета ИПЦ требует обоснования выбора данных весов. Обычно таким обоснованием служат оцен ки персистентности инфляционной динамики, волатильности цен различных групп то варов и услуг и т.п. Индексы базовой инфляции, построенные методом изменения весов в корзине товаров и услуг, не очень популярны, что, возможно, связано с низким уров нем понимания экономическими агентами методики расчета данных мер базовой инф ляции. Критерию «прозрачности» рассчитываемого показателя в наибольшей степени соответствует метод исключения, на котором следует остановиться подробнее.

Метод исключения. Наиболее широко используемой мерой базовой инфляции яв ляется мера, построенная на основе метода исключения, который предполагает «…иск лючение из расчета индекса потребительских цен изменения цен на отдельные входя щие в него виды товаров и услуг» [3]. Популярность метода объясняется рядом причин:

простотой расчета, понятностью для экономических агентов, относительно длинной историей расчета данного индекса3 и максимальной сопоставимостью с ИПЦ.

В рамках метода исключения существует проблема отделения информационной (сигнальной) составляющей инфляции от шума. Согласно Катлеру [13], шумом являют ся специфические для сектора шоки, следовательно, чтобы исключить шум, нужно уда лить при расчете группы товаров и услуг, которые подвержены в наибольшей степени специфическим шокам. Согласно работе Болке и Уайна [7], существуют определенные внешние шоки, которые необходимо исключать при построении индекса базовой инф ляции: погодные шоки, изменение курса валюты, изменение цены на нефть и т.п. Таким образом, наиболее подвержены внешним шокам сезонные продукты питания, топливо, электро- и теплоэнергия, а также импортируемые товары и услуги. В ряде стран в кор зину для расчета ИПЦ включены платежи по ипотеке, т.е. на результаты расчетов влия ют изменения процентных ставок. Существует мнение, что данные платежи не должны учитываться для целей определения инфляции [33].

Кроме того, ряд исследователей предлагают дополнительно корректировать ин декс базовой инфляции, чтобы он не отражал нетипичные экзогенные по отношению к монетарной политике шоки: изменение косвенных налогов [19], изменения в тарифах и прочих условий внешней торговли [32], изменения политики субсидирования цен [16].

Даже при существовании доминирующей методики расчета базовой инфляции существуют различия в деталях реализации данного подхода, что связано с различиями в степени развитости экономик, специализации, уровне вмешательства государства и регулирования цен (табл. 2).

Следует заметить, что в список наиболее волатильных и сезонных товаров и ус луг всегда попадают овощи и фрукты и, за редким исключением, топливо и электро энергия. Для значительного количества стран топливо и электроэнергия являются ре гулируемыми товарами. Таким образом, можно выделить наиболее популярные товары и услуги, исключаемые из корзины ИПЦ (и аналогов) при расчете индексов базовой ин фляции в порядке убывания популярности:

• продукты питания (в особенности овощи и фрукты);

• топливо;

• регулируемые цены и тарифы.

С 1978 г. Bureau of Labor Statistics начало рассчитывать ИПЦ за исключением продуктов пи тания, топлива и электроэнергии.

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Таблица 2.

Упоминаемые в отчетах монетарных властей индексы базовой инфляции на основе метода исключения в ряде стран Страна Вола- Все Неполная Табачная Алкоголь Косвен- Топливо Регули- Прочее* тильные продукты корзина продук- ные и элект- руемые и сезон- питания продуктов ция налоги роэнер ные питания гия Австралия + + Еврозона + + + Канада + + + + Великобритания + + + + + + США + + Япония + + + Чили + + + + Бразилия + + Колумбия + + + Чехия + Гана + + + + Гватемала + Венгрия + + + + Исландия + Индонезия + + Мексика + + + + + Новая Зеландия + + + Норвегия + + Перу + + + + + + + Филиппины + + + + + + Польша + + + + Румыния + + + + Сербия + + ЮАР + + + Южная Корея + + Швеция + + Швейцария + + + + + + Таиланд + + Турция + + + + + + + Уругвай + + + Итого стран: 30 9 15 14 7 7 8 19 13 * Платежи по ипотеке, финансовые услуги, коммунальные, бытовые, транспортные и прочие товары и услуги.

Примечание. Знаком «+» в таблице выделены множества товаров и услуг, которые исключаются при построении хотя бы одного из упоминаемых монетарными властями индекса базовой инфляции.

Источник: отчеты центральных банков, 2009 г.

66 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № При построении индекса базовой инфляции часто используют корзины с исклю чением продуктов питания (с наиболее волатильными ценами), различных видов топли ва и товаров с регулируемыми ценами. Довольно распространенным индексом базовой инфляции на основе метода исключения является индекс, построенный без учета всех продуктов питания, топлива и электроэнергии. Можно также утверждать, что построе ние индекса базовой инфляции в соответствии с методикой Росстата (о чем более под робно будет сказано ниже) на основе исключения из корзины продуктов питания, топ лива и регулируемых услуг вполне соответствует мировой практике.

Усеченные оценки. Метод построения индексов базовой инфляции на основе усе ченных оценок предполагает исключение из корзины ИПЦ некой фиксированной доли товаров и услуг, тогда как их перечень оказывается переменным. В соответствии с этим подходом из корзины ИПЦ в каждый период времени исключаются те товары и услуги, темпы роста цен на которые за этот период оказываются максимальными или мини мальными, т.е. попадают в «хвосты» распределения темпов роста цен. Крайним случаем метода построения индексов базовой инфляции на основе усеченных оценок является использование взвешенной медианы.

Как показано в работе Манкикара и Пэйсли [24], рассчитанные подобным обра зом меры базовой инфляции плохо отслеживают динамику цен в условиях, когда эко номические агенты в ответ, к примеру, на шок совокупного спроса приспосабливают свои цены к условно оптимальному уровню с разной скоростью. В этом случае монетар ным властям было полезно иметь оперативную информацию о реакции экономики на известный шок, поэтому сигнал о движении цен именно на хвостах распределения не должен отсекаться. Кроме того, подобный подход не застрахован от того, чтобы исклю чать систематически товары и услуги, темп роста цен на которые в силу некоторых особен ностей постоянно и значительно ниже или выше темпа роста цен в целом в экономике.

4. Базовой индекс потребительских цен в России В России с 2003 г. публикуется показатель БИПЦ в качестве меры базовой ин фляции, который построен в соответствии с методом исключения. Проблемы расчета и использования индексов базовой инфляции в России неоднократно поднимались в научных статьях [1;

4;

5]. При этом существенным ограничением подобного рода ис следований являлась неполнота информации о детальной структуре потребитель ской корзины, используемой при расчете индексов. Восполнить этот пробел в литера туре и призвано настоящее исследование. Далее будет проведен расчет и сравнитель ный анализ свойств различных мер базовой инфляции в России.

Согласно «Методологическому положению по наблюдению за потребительски ми ценами на товары и услуги и расчету индексов потребительских цен», утвержден ному Постановлением Росстата от 30 декабря 2005 г. № 110 [3], БИПЦ рассчитывается на основании набора потребительских товаров и услуг, которые используются для расчета официального ИПЦ за исключением:

• плодово-овощной продукции, так как колебания цен на нее имеют ярко выраженный сезонный характер;

• топлива (включая бензин), так как динамика цен на отдельные виды топли ва подвержена сезонному фактору и административному воздействию органов власти;

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ • платных услуг населению, формирование цен на которые осуществляется по решению федеральных и региональных органов власти.

Методика формирования корзины для расчета БИПЦ является достаточно по нятной и не требует детального описания в настоящей работе. Однако следует отме тить, что, согласно Методологическому положению, «…основным принципиальным условием расчета базового индекса потребительских цен (БИПЦ) является разработка постоянного перечня товаров и услуг, влияние изменения цен на которые ежемесячно исключается из официального индекса потребительских цен (ИПЦ)». Анализ перечня товаров и услуг, входящих в корзину для расчета БИПЦ за 2003–2010 гг., показал, что в отдельные годы принцип постоянства методологии расчета не соблюдался: в 2004 г.

из корзины для расчета БИПЦ была исключена водка, а с 2006 г. – цельное молоко.

Принцип постоянства методологии может быть соблюден, если перечень ис ключаемых товаров и услуг не менять на протяжении всего расчетного периода. В этой связи может представлять интерес рассчитанный авторами альтернативный ин декс базовой инфляции в 1997–2010 гг., построенный в соответствии с методологией Росстата на основе неизменного списка 2010 г. исключаемых при расчете БИПЦ това ров.

Методология расчета БИПЦ проста. Веса товаров и услуг в корзине для расчета БИПЦ пропорциональны весам соответствующих товаров и услуг в корзине для рас чета ИПЦ. БИПЦ считается как арифметическое взвешенное среднее.

к декабрю Пусть it – значение индивидуального индекса цен в период t к декабрю прошлого года;

wit – вес соответствующего товара или услуги в корзине для расчета ИПЦ;

SБИПЦ – множество индексов товаров и услуг, входящих в корзину для расчета БИПЦ. Тогда веса для расчета БИПЦ будут вычисляться по следующей формуле:

w jt ~ (1) w =, jt wit iSБИПЦ БИПЦ к декабрю прошлого года будет соответственно равен к декабрю ~ (2) БИПЦ(к декабрю) = it.

t wit iSБИПЦ Переход к месячным индексам для февраля-декабря в пределах календарного года осуществляется по формуле:

(3) БИПЦ = БИПЦ(к декабрю) БИПЦ(к декабрю).

t t t- Так как базовый индекс потребительских цен рассчитывается Росстатом лишь с 2003 г., то представляют интерес значения БИПЦ и в предшествующие 2003 г. перио ды. Для построения базового индекса авторы использовали перечень товаров и услуг, исключенных из корзины Росстатом для расчета базового индекса потребительских цен в 2003 г. [2]. На основе данного перечня были сформированы списки товаров и услуг для расчета аналогичного показателя за период с 1997–2002 гг. Для наименова 68 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № ний товаров и услуг, которые отсутствовали в корзине для расчета ИПЦ в 2003 г., но присутствовали в корзинах 1997–2002 гг., был исключен ряд наименований товаров и услуг по аналогии со списком исключаемых товаров и услуг в 2003 г. Для 2003– гг. использовались списки исключаемых товаров и услуг при расчете БИПЦ Росстатом.

По построенным таким образом корзинам был произведен ретроспективный расчет базового индекса потребительских цен за 1997–2002 гг. Построенный таким образом индекс в дальнейшем упоминается как официальный БИПЦ, так как за 2003–2010 гг.

полностью соответствует БИПЦ, который публикуется Росстатом4.

Данный расчет, насколько известно авторам, проведен впервые и может слу жить вкладом в развитие темы построения индексов базовой инфляции в России. Ни же приведена динамика официального ИПЦ и БИПЦ за 2000–2010 гг. (рис. 1).

104, 103, 103, 102, 102, 101, 101, 100, 100, 99, ИПЦ Официальный БИПЦ Рассчитанный БИПЦ Рис. 1. Динамика ИПЦ и БИПЦ за 2000–2010 гг., % 5. Построение альтернативных индексов базовой инфляции в России В целях обеспечения межстрановой сопоставимости различных мер базовой инф ляции авторами были рассчитаны индексы базовой инфляции в России по методу иск лючения и усеченных оценок на основе корзин, сформированных по аналогии с раз личными методологиями построения индексов базовой инфляции в мире.

Несущественные различия между рассчитанным БИПЦ и публикуемым Росстатом БИПЦ объясняются ошибками округления в используемых авторами данных.

авг. авг. сен. окт. сен. окт. дек. дек. янв. янв. янв. ноя. ноя. ноя. фев. фев. апр. апр. мар. мар. май. май. июл. июл. июн. июн. июн. 2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Метод исключения. Согласно мировой практике, в рамках метода исключения принято удалять товары и услуги, которые являются сезонными, регулируемыми и под верженными внешним шокам. Авторами был проведен анализ групп товаров и услуг из корзины для расчета ИПЦ с целью выявления сезонных товаров и услуг, регулируемых и наиболее зашумленных, чтобы в дальнейшем исключить группы товаров и услуг с «не желательными» свойствами ценовой динамики при расчете альтернативных индексов базовой инфляции (табл. 3).

Таблица 3.

Анализ «нежелательных» свойств ценовой динамики групп товаров и услуг для расчета индексов базовой инфляции Свойство Критерий Группы товаров и услуг, ценовая динамика которых обладает наиболее выраженным соответствующим свойством (в порядке убывания) Сезонность, в том числе:

выраженность Абсолютные значения корреляции тем- 1. Жилищно-коммунальные услу сезонности пов роста цен групп товаров и услуг в ги.

2000–2010 гг. с дамми-переменными, 2. Услуги в сфере образования.

принимающими единичное значение в 3. Плодово-овощная продукция, определенные месяцы включая картофель.

4. Прочие продовольственные товары.

5. Услуги пассажирского транс порта волатильность Стандартное отклонение месячных 1. Плодово-овощная продукция, темпов роста цен групп товаров и услуг включая картофель.

в 2000–2010 гг. 2. Жилищно-коммунальные услуги.

3. Услуги связи.

4. Нефтепродукты.

5. Масло, жиры, молочная про дукция, сыры регулируемость Количество центров субъектов федера- 1. Медицинские товары.

ции, регулирующих соответствующее 2. Жилищно-коммунальные наименование товара или услуги, согласно услуги.

выборочному обследованию применяемых 3. Услуги связи.

методов регулирования цен (тарифов) 4. Услуги пассажирского транс в марте 2005 г., проведенному Росстатом порта.

5. Алкогольная продукция 70 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № Окончание табл. 3.

Свойство Критерий Группы товаров и услуг, ценовая динамика которых обладает наиболее выраженным соответствующим свойством (в порядке убывания) зашумленность Оценки степени присутствия в ценовой 1. Плодово-овощная продукция, динамике специфических для групп включая картофель.

товаров и услуг шоков [13]. 2. Нефтепродукты.

При анализе использовалась следующая 3. Жилищно-коммунальные модель: услуги.

4. Услуги связи.

* = *-1 + ut, t t 5. Сахар, кондитерские изделия, i i = *-1 + et, варенье, джем, повидло, мед t t где * – общая составляющая ценовой t динамики всех групп товаров и услуг (underline inflation);

i – ценовая динамика i-й группы;

t ut – «шум», общий для всех групп товаров и услуг;

i et – специфический секторальный «шум».

Оценка проводилась с помощью алго ритма Kalman smoothing на месячных данных в период 2000–2010 гг. Техни ческой мерой зашумленности может i выступить показатель var(et) Источник: анализ авторов.

Проведенный анализ позволяет предложить индексы базовой инфляции на ос нове корзин, построенных в соответствии с различными принципами и по аналогии с различными методологиями построения индексов базовой инфляции в мире в рамках метода исключения (табл. 4).

Расчет альтернативных индексов базовой инфляции в рамках метода исключе ния производился в соответствии с методикой расчета БИПЦ, т.е. использовались фор мулы (1)–(3). Результат расчета представлен в Приложении в табл. П2–П7.

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Таблица 4.

Индексы базовой инфляции в рамках метода исключения Название Описание Средний вес учитываемых в индексе товаров и услуг в корзине для расчета ИПЦ в 2000–2010 гг., % БИПЦ С 2003 г. – официальный БИПЦ, рассчитываемый Рос статом, до 2003 г. – индекс рассчитывался на основе списка исключаемых при расчете БИПЦ Росстатом товаров и услуг за 2003 г. БИПЦ (2010) Рассчитывается на основе списка исключаемых при расчете БИПЦ Росстатом товаров и услуг за 2010 г. CPI ExF&E Исключаются продукты питания, топливо, тепло- и электроэнергия и газ. Максимально соответствует Core CPI США CPI ExReg Исключаются регулируемые товары и услуги CPI ExSeas Исключаются 10 групп товаров и услуг с наиболее выраженной сезонностью и волатильностью CPI ExN Исключаются наиболее «зашумленные» группы това ров и услуг CPI Ex8Vol Исключаются 8 наиболее волатильных групп товаров и услуг. Максимально соответствует Core CPI Канады Источник: анализ авторов.

Усеченные оценки. Наиболее популярными мерами базовой инфляции в рамках метода на основе усеченных оценок являются усеченное средневзвешенное и взвешен ная медиана.

Пусть (STA)t и (ST(1- A)) – множества индексов товаров и услуг, которые были отсече t ны сверху и снизу по темпам роста цен соответственно, тогда (SУсеч )t = SИПЦ \((ST(1- A)) (STA)t) t есть множество индексов товаров и услуг, которые не были отсечены, где Т – степень усечения, выраженная в долях, представляет собой вес, который будет отсечен при построении индекса базовой инфляции;

А – асимметрия усечения, показывает, какая доля от веса, который будет усечен, придется на усечение сверху. Заметим, что для каж дого месяца эти множества различаются. Индекс базовой инфляции методом взвешен ного усеченного среднего будет строиться по формуле:

72 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № * it wit i(SУсеч )t (4) tУсеч =, * wit i(SУсеч )t где it – темп роста цены на i-й товар или услугу в месяц t по сравнению с предыду * щим месяцем;

wit – вес i-го товара или услуги в корзине ИПЦ для месяца t при расчете «месяц к предыдущему месяцу».

Так как расчет ИПЦ производится по методу «месяц к декабрю предыдущего го да», а не «месяц к предыдущему месяцу», то корзина весов для расчета «месяц к пре дыдущему месяцу» является переменной и отличается от корзины, принятой при расче те ИПЦ. При расчете взвешенного усеченного среднего использовались веса, рассчи танные по следующему алгоритму:

* • веса для январей, wit = wit ;

• веса для периода февраль–декабрь, к декабрю wit it- * (5) wit =, к декабрю it- wit iSИПЦ где wit – вес i-го товара или услуги в корзине ИПЦ при расчете к декабрю предыдущего к декабрю года;

it – темп роста цены i-го товара или услуги накопленным итогом к декаб рю предыдущего года.

Крайним случаем метода усечения является использование взвешенной медианы:

* 0,5 - Cwm-1,t (6) tMediana = m-1,t +(m+1,t - m-1,t ) Cwm,t - Cwm-1,t, * где tMediana – взвешенная медиана;

m-1,t – изменение цены «предмедианного» товара/ услуги (если товары и услуги проранжированы по темпу роста цены за месяц от мень шего к большему, то «предмедианный» товар/услуга имеет ранг на единицу меньше ме * дианного);

m+1,t – темп роста цены «постмедианного» товара/услуги;

Cwm-1,t – суммар ный вес всех наименований с рангом меньше медианного;

Cwm,t – суммарный вес всех наименований с рангом, не превышающим ранг медианного товара/услуги.

Для расчета индексов базовой инфляции, полученных методом взвешенного усе ченного среднего, необходимо выработать критерии, позволяющие выбрать соответст вующие показатели усечения. С точки зрения теории объяснить данные особенности распределения одномоментных приростов цен весьма сложно, поэтому не представляет ся возможным ввести теоретически обоснованные показатели степени усечения и асим метрии усечения.

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ В качестве критерия при подобном выборе обычно предполагается достижение наиболее робастной оценки. Хогг [20] предложил простую схему для выбора робастной оценки, основанную на тестировании набора альтернативных оценок для широкого ря да распределений методам Монте-Карло:

• если эксцесс находится между 2 и 4, то среднеарифметическое является ре комендуемой оценкой;

• если эксцесс находится между 4 и 5,5, тогда лучше использовать 25-процент ное усеченное среднее;

• если эксцесс превышает 5,5, тогда лучшей оценкой является медиана.

Результаты Коенкера и Бассетта [21] подтвердили схему Хогга: чем больше экс цесс, тем тяжелее хвосты и тем меньший вес должен быть для экстремальных наблю дений (выбросов), для того чтобы получить более устойчивую оценку.

Средний эксцесс распределения месячных темпов роста цен на товары и услуги в России из корзины для расчета ИПЦ в 2000–2010 гг. превышает 5,5. Следовательно, наиболее робастной оценкой среди усеченных оценок является взвешенная медиана.

Наиболее популярными индексами базовой инфляции, построенными на основе усеченных оценок, являются взвешенная медиана и 15-процентное усеченное средне взвешенное. Мы построили следующие индексы базовой инфляции в рамках метода на основе усеченных оценок (табл. 5).

Таблица 5.

Индексы базовой инфляции на основе усеченных оценок Название Степень усечения T, % Асимметрия усечения A, % Trim10_50 10 Trim15_50 15 Trim20_50 20 Trim25_50 25 WMediana 100 Источник: анализ авторов.

Результаты расчетов соответствующих индексов приведены в Приложении в табл. П8–П11.

6. Сравнительный анализ индексов базовой инфляции в России В экономической литературе не существует консенсуса относительно набора свойств, которыми должна обладать хорошая мера базовой инфляции [15;

17]. Получить понятную меру базовой инфляции, которая бы достоверным образом отфильтровывала свойственную агрегированным ценовым индексам неинформативную для монетарных 74 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № властей составляющую ценовой динамики, по-видимому, невозможно. Поэтому и предла гаемых мер базовой инфляции, используемых в разных странах и в разной степени соот ветствующих тем или иным желательным свойствам, насчитываются десятки, если не сотни. В этой связи монетарным властям имело бы смысл обращать внимание на дос таточно широкий спектр показателей базовой инфляции и, возможно, для разных целей использовать разные меры. Однако если ориентироваться на базовую инфляцию при проведении монетарной политики, предполагая при этом прозрачность данной полити ки, то наличие множества различных показателей вряд ли прояснит ситуацию с общим ценовым трендом и едва ли повысит доверие экономических агентов к такой политике.

С этой точки зрения мера базовой инфляции должна быть единственной, понятной, свое временно рассчитываемой, а также неизменными должны оставаться принципы расчета и обеспечиваться сопоставимость показателей [31;

32;

35].

Считается, что хорошая мера базовой инфляции, которая будет полезна при про ведении монетарной политики и формировании инфляционных ожиданий экономиче ских агентов, должна обладать следующими свойствами:

• информативностью;

• несмещенностью относительно ИПЦ в долгосрочном периоде;

• сглаженностью и независимостью от краткосрочных внешних ценовых шоков;

• устойчивостью и прозрачностью методологии расчета;

• своевременностью.

. Индекс ба зовой инфляции должен быть в идеале несмещенным относительно ИПЦ на среднесроч ных и долгосрочных временных интервалах. Как указывается в статьях Роджера [31, 32], если средний темп базовой инфляции сильно отличается от официальной инфля ции на большом промежутке, то это означает, что не только временные шоки, но и часть тренда были отфильтрованы. Таким образом, данная мера базовой инфляции может некорректно предоставлять информацию для целей монетарной политики. Кроме этого, существенные и долгосрочные различия между значениями показателей базовой и офи циальной инфляции могут привести к потере доверия экономических агентов к мере базовой инфляции из-за психологических эффектов как индикатору инфляционной ди намики, даже если смещение предсказуемо и может быть учтено в моделях.

БИПЦ, рассчитанный в соответствии с методологией Росстата, на протяжении 2000–2010 гг. смещен в сторону более низких значений относительно ИПЦ. Разрыв между уровнем цен на основе ИПЦ и БИПЦ расширялся на протяжении всего рассматриваемого периода (рис. 2). Смещение между официальной инфляцией и базовой существует для многих стран на выбранном временном интервале, включая страны G7, но степень сме щения в России значительно выше как в абсолютном, так и в относительном значении.

Тем не менее существует мнение, что наблюдаемое смещение является результа том специфики выбранного временного интервала, если есть возможность рассматри вать более долгосрочный период, то на нем смещения будут скорректированы за счет свойств базовой инфляции. Исследования ценовой динамики в США за более чем 25 лет показывают, что ИПЦ имеет тенденцию к движению по направлению к базовой инф ляции, а движения базовой инфляции к официальному ИПЦ не наблюдается [10;

12;

30].

Но нет никаких оснований предполагать, что в России смещение БИПЦ относительно ИПЦ на более долгосрочном промежутке времени будет скорректировано.

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ 400, 350, 300, ИПЦ 250, БИПЦ 200, 150, 100, Рис. 2. Динамика уровня цен на основе официального ИПЦ и БИПЦ в 2000–2010 гг.

Сглаженность и независимость от краткосрочных внешних ценовых шоков.

Если временные ценовые шоки (шум) отфильтровываются, полученная оценка инфля ционного тренда должна обладать более гладкой динамикой, чем официальная мера инфляции. Если это не так, то возникают сомнения, действительно ли в индексе базо вой инфляции не отражаются краткосрочные ценовые шоки? С другой стороны, нивели руемый при расчете индекса базовой инфляции шум не должен содержать какой-либо информации об инфляционном тренде. Другими словами, индексы базовой инфляции не должны отражать временные эффекты ценового шока, но они должны учитывать долгосрочные эффекты, возникшие из-за шока [18;

31], так как долгосрочные эффекты имеют влияние на инфляционный тренд через механизмы построения инфляционных ожиданий и адаптацию экономических агентов к инфляционным процессам.

Устойчивость и прозрачность методологии расчета. С точки зрения экономиче ской политики [35], если методика построения индекса базовой инфляции часто пере сматривается, то это может привести к проблеме доверия. Кроме того, временные ряды индексов базовой инфляции для различных периодов становятся несопоставимыми, что затрудняет анализ.

Для признания меры и концепции базовой инфляции экономическими агентами способ ее расчета должен лежать в пределах понимания обычных людей. Это не обяза тельно означает, что все технические детали должны быть ясны, но общая концепция методики расчета должна быть максимально прозрачной [32].

Своевременность. Использование базовой инфляции в качестве операционного индикатора для проведения монетарной политики накладывает серьезные ограничения на методику расчета соответствующей меры инфляции. Информация о базовой инфля ции должна быть доступна не позднее опубликования данных об официальной инфля ции. Методика расчета индексов базовой инфляции должна позволять оперативно и дос сен. сен. сен. сен. сен. сен. сен. сен. сен. сен. сен. янв. янв. янв. янв. янв. янв. янв. янв. янв. янв. янв. ма й. ма й. ма й. ма й. ма й. ма й. ма й. ма й. ма й. ма й. ма й. 76 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № товерно предоставлять информацию об инфляционной динамике. Таким образом, ме тод расчета индекса базовой инфляции должен быть простым и достоверным при рас чете на «актуальном конце (actual end)» временного ряда. Своевременность также важ на при использовании индекса базовой инфляции для объяснения монетарной поли тики экономическим агентам. Меры базовой инфляции на основе метода исключения и усеченных оценок могут быть рассчитаны одновременно с ИПЦ, что, в частности, и определяет популярность в мире данных методик построения индексов базовой инф ляции.

Анализ возможности использования БИПЦ для целей монетарной политики.

Среди исследователей не выработано мнение относительно того, какая мера базовой инфляции является оптимальной для нужд монетарных властей. Результаты сравни тельного анализа различных мер базовой инфляции зависят от выбора критерия и вре менного интервала [19;

23;

29]. Для того чтобы определить, какая мера базовой инф ляции является наилучшей для монетарных властей в России, необходимо сравнить несколько индексов базовой инфляции, построенных в соответствии с различными ме тодиками. Монетарным властям необходим индекс базовой инфляции, хорошо отража ющий трендовую составляющую инфляции. Для проверки данного свойства индексов базовой инфляции существует ряд критериев:

• гладкость (при постоянных средних темпах инфляции волатильность индекса ба зовой инфляции должна быть более низкой, должна отсутствовать сезонность индекса);

• минимизация отклонения от оцененного апостериори тренда;

• несмещенность, «аттрактивность» и экзогенность меры по отношению к ИПЦ (критерий Маркеса [26]).

Как было уже неоднократно упомянуто, инфляционную динамику можно условно разделить на тренд (персистентную составляющую) и шум. То есть условно официальную инфляцию можно связать с базовой с помощью следующей модели:

(7) t = CORE + ut, t где t – официально публикуемый индекс ИПЦ;

ut – временные отклонения от инфля ционного тренда, имеющие нулевое среднее и конечную дисперсию, кроме того, ряд ut должен быть стационарным, а коэффициент корреляции corr(ut,ur )= 0 для любых t r ;

CORE – базовая инфляция, которая в данных терминах должна отражать персистент t ную составляющую инфляционной динамики.

На основе данной модели оценка базовой инфляции должна удовлетворять сле дующим условиям (критериям Маркеса).

1. В качестве критерия несмещенности используется следующее свойство – ряды t и CORE должным быть коинтегрированы с единичным коэффициентом, т.е. ряд t t - CORE должен быть стационарным с нулевым средним.

t 2. В соответствии с критерием «аттрактивности» ИПЦ не может сильно и надол го отклоняться от базовой инфляции, т.е. должен существовать механизм коррекции ошибок для ИПЦ через отклонение ИПЦ от базовой инфляции. Если механизм коррек ции существует, то для приведенной ниже модели 0 :

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ m m (8) t = t-i + CORE - (t-1 - CORE)+ t.

ai bi t-i t- i=1 i= 3. Индекс базовой инфляции должен быть строго экзогенным по отношению к ИПЦ. Другими словами, индекс базовой инфляции не должен зависеть от выбросов в ценовой динамике индивидуальных индексов, учитываемых при расчете ИПЦ. Если ин декс базовой инфляции является строго экзогенным по отношению к ИПЦ, то для при веденной ниже модели не должна отвергаться гипотеза о совместном равенстве нулю коэффициентов = 0, i = m m (9) CORE = t-i + CORE + (t-1 - CORE)+ t.

t i i t-i t- i=1 i= Проведенный сравнительный анализ официального БИПЦ и прочих построенных в рамках данного исследования индексов базовой инфляции предполагает проверку каж дого индекса на соответствие формальным критериям Маркеса5. Кроме того, интерес представляет также сравнение статистических свойств полученных рядов: стационар ность6, стандартное отклонение, сумма квадратов отклонения от ИПЦ, сумма квадратов отклонения от оценки тренда методом скользящего среднего7.

Индекс базовой инфляции необходим как индикатор и цель для монетарных вла стей в краткосрочном периоде, но при этом индекс базовой инфляции должен удовле творять свойствам несмещенности, «аттрактивности» и экзогенности в среднесрочном и долгосрочном периодах, поэтому авторы использовали для тестирования квартальные индексы8. Для тестирования использовались индексы за 2000–2010 гг. Для проведения тестирования на соответствие критериям 2 и 3 Маркеса индексы базовой инфляции и ИПЦ должны быть либо стационарны, либо коинтегрированы. ИПЦ не обладает свойством стационарности, поэтому проверка соответствия критериям 2 и Маркеса на основе ИПЦ для части индексов базовой инфляции не представляется воз можной.

Нестационарность ИПЦ обусловлена сезонностью. Методы очистки сезонности на основе алгоритмов сглаживания или определения структуры временных рядов (напри мер, X12) привнесут в ряды дополнительную автокорреляцию, что в итоге приведет к искажению результатов тестирования. По мнению авторов, наиболее простым и разум ным способом борьбы с сезонностью ИПЦ является использование вместо него прокси индекса, построенного без учета наиболее сезонных групп товаров и услуг (услуги об Критерии Маркеса 2 и 3 проверялись с использованием VECM, метода Монте-Карло, t-ста тистик и LR-теста при допущении о нормальном распределении шума.

Проверка осуществлялась с помощью ADF-теста.

Тренд построен методом 12-месячного скользящего среднего за июль 1999 г. – август 2010 г.

Использование годовых индексов не представляется возможным из-за того, что ряд годовых индексов является коротким для процедур эконометрического тестирования.

В данный период наблюдалась относительная неизменность институтов ценообразования в России (законы, методы и степень ценового регулирования, принципы монетарной политики и т.п.).

78 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № разования, жилищно-коммунальные услуги и плодово-овощная продукция, включая картофель).

В табл. 6 приведены результаты тестирования на соответствие критериям «ат трактивности» и экзогенности построенных индексов базовой инфляции. Для тестиро вания использовался прокси-индекс в случае, когда ИПЦ неприменим. Выводы, получен ные при тестировании с прокси-индексом, можно обобщить на случай тестирования с ИПЦ при следующих допущениях:

• темпы роста цен на плодово-овощную продукцию существенно не отклоняются на долгосрочном и среднесрочном периодах от общего инфляционного тренда;

• темпы роста цен на услуги образования и тарифы на жилищно-коммунальные услуги формируются на основе ценовой динамики прочих товаров и услуг за предшест вующий период.

Эти допущения являются спорными, но существуют работы, позволяющие подвес ти эмпирическое обоснование под данные утверждения (например, Декстер, Леви и Нолт [14] показали, что изменения инфляции в нерегулируемом секторе предшествуют изменениям инфляции в регулируемом секторе экономики).

Таблица 6.

Сравнение индексов базовой инфляции за 2000–2010 гг.

Индекс Стацио- Сравнительные статистики Критерии Критерии Мар нарность на месячных рядах Маркеса кеса с прокси кварталь- с ИПЦ индексом ного выра- стан- сумма сумма индекс, индекса жен- дартное квадратов квадратов накоплен ность откло- отклонений отклонений ный сезон- нение от ИПЦ от тренда за 2000– ности* месяч- ИПЦ 2010 гг.

ного ряда ИПЦ – 0,60 0,66 – 42,74 372,09 – Официальный БИПЦ + 0,19 0,44 35,81 10,69 318,18 – X X + – + БИПЦ (2010) + 0,19 0,44 37,32 10,74 316,51 – X X + – + CPI ExF&E + 0,59 0,51 28,91 20,89 338,76 + – – + – – CPI ExReg – 0,45 0,60 14,42 34,47 316,98 – X X + – – CPI ExSeas + 0,09 0,46 37,84 10,54 317,64 + – + + + – CPI ExN + 0,30 0,43 28,26 10,31 330,73 + – + + – – CPI Ex8Vol + 0,16 0,44 34,36 9,61 314,26 + – + + + – Trim10_50 – 0,56 0,46 14,39 14,44 325,87 + – + – X X Trim15_50 – 0,49 0,42 19,67 10,81 309,10 + – – – X X Trim20_50 – 0,42 0,40 24,13 8,77 295,54 + + – + – + Trim25_50 – 0,37 0,38 27,67 7,89 285,54 + + – + – + WMediana – 0,27 0,32 41,82 9,28 250,35 + + + + + – * Оценкой выраженности сезонности выступает максимальное абсолютное значение корреляции с дамми переменной, обозначающей один из месяцев.

«+» – соответствие критерию, «–» – несоответствие критерию, Х – свойства рядов не позволяют делать достоверные выводы на основе VECM.

Источник: анализ авторов.

критерий критерий критерий критерий критерий критерий (экзогенность) (экзогенность) (несмещенность) (несмещенность) («аттрактивность») («аттрактивность») 2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Анализ результатов (табл. 6) не дает оснований считать, что какой-то из постро енных в рамках данного исследования индексов базовой инфляции лучше, чем офици альный БИПЦ. Улучшение одних свойств индекса базовой инфляции возможно лишь за счет ухудшения других свойств индекса.

7. Заключение Использование адекватной меры базовой инфляции необходимо как для эмпири ческой проверки релевантности тех или иных предпосылок, используемых при построе нии моделей российской экономики и прогнозировании инфляционной динамики, так и для формулирования целей и индикаторов монетарной политики. В частности, теоре тически обоснованный подход к определению базовой инфляции играет решающую роль при выработке политики инфляционного таргетирования как одной из мер снижения инфляции (особенно для экономики с хронически высокой инфляцией).

В работе проведен расчет БИПЦ по аналогии с методикой Росстата за период 1997– 2010 гг. Данный расчет за 1997–2002 гг., насколько известно авторам, проведен впер вые и может быть полезным для анализа инфляционной динамики за соответствующий период.

Анализ БИПЦ и сравнение его с набором альтернативных индексов базовой ин фляции не позволяет утверждать, что существует индекс базовой инфляции на основе метода исключения и усеченных оценок, построенный по аналогии с каким-либо из вестным индексом за рубежом, который однозначно являлся бы лучше БИПЦ, публи куемого Росстатом.

В качестве рекомендации Росстату в отношении расчета индекса базовой инф ляции можно предложить следующее: более подробно раскрыть методику расчета БИПЦ, провести ретроспективный анализ динамики БИПЦ до 1992 г., обеспечить стабильность методологии построения БИПЦ в дальнейшем и обеспечить теоретическую и эмпири ческую базу для обоснования выбранной методологии и корзины для расчета БИПЦ.

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ 1. Осипова О.А. Базовая инфляция и влияние денежных факторов на инфляционные про цессы // Проблемы прогнозирования. 2003. № 3. С. 120–131.

2. Постановление Госкомстата России от 17 января 2003 г. № 6 «Об утверждении методо логических рекомендаций по расчету базового индекса потребительских цен (базовой инфляции)».

3. Постановление Росстата от 30 декабря 2005 г. № 110 «Методологическое положение по наблюдению за потребительскими ценами на товары и услуги и расчету индексов потре бительских цен».

4. Хмыз О. Базовая инфляция и ее измерение: зарубежный опыт // Экономист. 2007. № 7.

С. 65–77.

5. Цыплаков А.А. Построение индекса базовой инфляции для России. М.: EERC, 2004.

80 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № 6. Aoki K. Optimal Monetary Policy Responses to Relative Price Changes // Journal of Mone tary Economics. 2011. Vol. 48. № 1 (August). P. 55–80.

7. Balke N.S., Wynne M.A. Supply Shocks and the Distribution of Price Changes // Federal Reserve Bank of Dallas, Economic and Financial Policy Review. 1996. First Quarter. P. 10–18.

8. Bean C. Commentary: Impact of Globalization on Monetary Policy / Speech delivered at the Fe deral Reserve Bank of Kansas City 30th Annual Economic Symposium, Jackson Hole, Wyo. 2006. August.

9. Bodenstein M., Erceg С.J., Guerrieri L. Optimal Monetary Policy with Distinct Core and Headline Inflation Rates // Journal of Monetary Economics. 2008. Vol. 55. P. S18–S33.

10. Clark T.E. Comparing Measures of Core Inflation // Federal Reserve Bank of Kansas City, Economic Review. 2001. Vol. 86. № Q II. P. 5–31.

11. Clinton K. Core Inflation at the Bank of Canada: A Critique: Queen's Economics Department.

Working Paper. 2006. № 1077.

12. Cogley T. A Simple Adaptive Measure of Core Inflation // Journal of Money, Credit and Banking. 2002. Vol. 34. № 1 (February). P. 94–11.

13. Cutler J. Core Inflation in the U.K.: Monetary Policy Committee Unit, Bank of England. Discus sion Paper. № 3. 2001.

14. Dexter A.S., Levi M.D., Nault B.R. Sticky Prices: The Impact of Regulation // Journal of Mone tary Economics. 2002. Vol. 49. № 4. P. 797–821.

15. Eckstein O. Core Inflation. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall, 1981.

16. Garca P. Design, Measurement, Communication: Chile’s Experience with Inflation Targeting // Statistical Imlications of Inflation Targeting. International Monetary Fund. P. 157–171.

17. Freeman D.G. Do Core Inflation Measures Help Forecast Inflation? // Economic Letters.

1998. Vol. 58. P. 143–147.

18. Hiro M., Mio H. Underlying Inflation and the Distribution of Price Change: Evidence from the Japanese Trimmed-mean CPI // Monetary and Economic Studies. 1999. Vol. 17. № 1. P. 103–132.

19. Hogan S., Johnson M., Laflche T. Core Inflation // Technical Report. Bank of Canada. 2011.

№ 89.

20. Hogg R.V. Some Observations on Robust Estimation // Journal of the American Statistical Association. 1967. Vol. 62. № 320. P. 1179–1186.

21. Koenker R, Bassett G.J. Regression Quantiles // Econometrica. 1978. Vol. 46. № 1. P. 33–50.

22. Laidler D., Aba S. It's Time to Ignore Core Inflation / C.D. Howe Institute. Backgrounder. 2001.

Vol. 2001. P. 1–8.

23. Mankikar A., Paisley J. What do Measures of Core Inflation Really Tell us? // Bank of England Quarterly Bulletin. 2002. Vol. 42. P. 373–383.

24. Mankikar A., Paisley J. Core Inflation: A Critical Guide: Bank of England Working Paper № 242.

2004. P. 1–36.

25. Mankiw G.N., Reis R. What Measure of Inflation Should a Central Bank Target? // Journal of the European Economic Association. 2003. Vol. 1. № 5. P. 1058–1086.

26. Marques C.R., Neves P.D., Sarmento L.M. Evaluating Core Inflation Indicators // Economic Modelling. 2003. Vol. 20. № 4. P. 765–775.

27. Mishkin F.S. Headline versus Core Inflation in the Conduct of Monetary Policy / Speech at the Business Cycles. International Transmission and Macroeconomic Policies Conference. HEC Montreal.

Montreal, Canada, 2007.

28. Mishkin F.S. Does Stabilizing Inflation Contribute to Stabilizing Economic Activity?: NBER Wor king Paper Series. Vol. w13970. 2008.

29. Rich R., Steindel C. A Review of Core Inflation and an Evaluation of its Measure // Federal Reserve Bank of New York. Staff Reports. 2005. № 236.

30. Rich R., Steindel C. A Review of Core Inflation and an Evaluation of its Measures / Speech de livered at the Conference on Price Measurement for Monetary Policy. Federal Reserve Bank of Dallas, 2007.

2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ 31. Roger S. A Robust Measure of Core Inflation in New Zealand, 1949–1996. Reserve Bank of New Zealand. Mimeo. 1997.

32. Roger S. Core Inflation: Concepts, Uses and Measurement: Reserve Bank of New Zealand.

Discussion Paper. № G98/9. 2008.

33. Rowlatt A. The U.K. Office for National Statistics and the Inflation Target // Economic Trends. 2001. № 577. P. 125–136.

34. Woodford M. Interest and Prices: Foundations of a Theory of Monetary Policy. Princeton:

Princeton University Press, 2003.

35. Wynne M.А. Core Inflation: A Review of Some Conceptual Issues // Federal Reserve Bank of St. Louis. Review. 2008. May. P. 205–228.

Приложение.

Индексы базовой инфляции в России Таблица П1.

Официальный БИПЦ 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,68 100,98 108,14 101,84 102,03 101,38 101,14 100,89 100,87 100,83 100,63 101,07 101,26 100, Февраль 101,01 100,52 103,69 100,76 101,78 100,78 100,88 100,77 100,72 101,20 100,51 100,99 101,63 100, Март 101,16 100,39 102,59 100,58 101,26 100,59 100,68 100,67 100,81 100,72 100,52 101,10 101,36 100, Апрель 100,95 100,21 102,95 100,87 101,42 100,52 100,63 100,82 100,89 100,43 100,53 101,26 100,84 100, Май 100,73 100,05 101,46 101,36 101,07 100,60 100,56 100,61 100,61 100,36 100,30 101,12 100,45 100, Июнь 100,79 99,88 101,23 102,15 100,83 100,38 100,62 100,45 100,45 100,30 100,43 100,94 100,30 100, Июль 100,60 99,99 102,84 101,56 100,67 100,87 100,66 100,81 100,52 100,54 100,90 100,83 100,30 100, Август 100,44 105,14 102,70 101,82 100,86 100,53 100,74 100,68 100,48 100,62 101,07 101,00 100,47 100, Сентябрь 100,38 144,64 102,34 102,03 101,12 100,86 101,10 100,89 100,81 100,76 101,61 101,35 100,50 101, Октябрь 100,33 105,13 101,40 102,40 101,11 100,90 101,43 101,26 100,68 100,52 102,08 101,31 100,27 100, Ноябрь 100,44 104,87 100,99 101,38 101,22 101,23 101,10 101,10 100,60 100,61 101,09 101,05 100,31 100, Декабрь 100,63 112,08 101,12 101,43 101,25 101,03 100,98 101,03 100,58 100,69 100,85 100,80 100,36 100, 82 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № Таблица П2.

БИПЦ (2010) 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,58 101,00 108,02 101,31 102,00 101,33 101,06 100,81 100,81 100,81 100,63 101,07 101,26 100, Февраль 100,92 100,53 103,67 100,62 101,82 100,77 100,84 100,75 100,71 101,19 100,51 100,99 101,63 100, Март 101,02 100,33 102,58 100,53 101,31 100,62 100,67 100,68 100,81 100,70 100,52 101,10 101,36 100, Апрель 100,77 100,20 102,97 100,92 101,49 100,55 100,65 100,83 100,90 100,41 100,53 101,26 100,84 100, Май 100,69 100,01 101,50 101,45 101,13 100,65 100,60 100,62 100,61 100,35 100,30 101,12 100,45 100, Июнь 100,77 99,87 101,28 102,26 100,86 100,42 100,65 100,46 100,46 100,29 100,43 100,94 100,30 100, Июль 100,61 99,99 102,95 101,62 100,67 100,92 100,68 100,81 100,52 100,54 100,90 100,83 100,30 100, Август 100,45 105,31 102,80 101,88 100,86 100,53 100,75 100,67 100,48 100,63 101,07 101,00 100,47 100, Сентябрь 100,35 146,13 102,35 102,09 101,11 100,86 101,12 100,88 100,79 100,75 101,61 101,35 100,50 101, Октябрь 100,32 105,17 101,32 102,46 101,07 100,89 101,42 101,23 100,67 100,52 102,08 101,31 100,27 100, Ноябрь 100,43 104,90 100,87 101,33 101,17 101,22 101,06 101,06 100,59 100,60 101,09 101,05 100,31 100, Декабрь 100,63 112,34 101,01 101,41 101,24 101,02 100,94 101,00 100,57 100,68 100,85 100,80 100,36 100, Таблица П3.

CPI ExF&E 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,56 100,87 106,25 103,60 102,21 102,86 101,60 101,21 102,06 101,67 101,28 101,55 102,06 101, Февраль 101,30 100,49 103,83 101,75 101,74 101,33 101,30 100,89 100,98 100,64 101,30 100,93 101,58 100, Март 101,54 100,69 102,94 101,54 101,59 101,27 101,00 100,54 100,68 100,56 100,52 100,76 101,33 100, Апрель 101,13 100,44 103,69 101,56 101,24 101,05 100,92 101,07 100,55 100,52 100,53 100,88 100,84 100, Май 101,12 100,50 102,17 101,15 101,08 100,91 100,95 100,82 100,59 100,54 100,44 100,87 100,64 100, Июнь 100,70 100,25 101,92 101,20 101,11 100,90 100,81 100,58 100,60 100,52 100,48 100,82 100,44 100, Июль 100,82 100,29 101,96 101,40 101,06 100,80 101,00 100,76 100,58 100,55 100,53 100,70 100,44 100, Август 100,60 105,04 101,86 101,65 101,20 100,97 100,69 100,61 100,60 100,71 100,58 100,79 100,45 100, Сентябрь 100,90 138,04 102,22 101,90 101,45 101,32 100,77 100,59 100,79 100,68 100,70 100,97 100,37 100, Октябрь 100,76 106,59 101,99 101,65 101,23 101,23 100,82 100,85 100,69 100,63 100,62 100,65 100,30 100, Ноябрь 100,62 103,91 101,67 101,40 101,22 100,98 100,69 100,62 100,63 100,61 100,73 100,82 100,32 100, Декабрь 100,59 106,84 101,42 101,25 101,09 100,82 100,76 100,73 100,69 100,63 100,72 100,81 100,42 100, 2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Таблица П4.

CPI ExReg 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 102,35 101,61 108,92 101,72 102,59 102,25 101,91 100,91 100,96 101,27 100,71 101,34 101,19 100, Февраль 101,04 100,91 104,11 100,61 101,96 100,84 101,07 100,71 100,96 101,81 100,61 101,13 101,63 100, Март 101,14 100,49 102,75 100,44 101,65 100,58 100,90 100,76 101,37 100,81 100,61 101,33 101,35 100, Апрель 100,66 100,29 102,93 100,74 101,69 100,97 100,86 100,69 101,22 100,29 100,62 101,49 100,70 100, Май 100,71 100,40 102,24 101,82 101,84 101,96 100,63 100,58 100,84 100,48 100,70 101,50 100,56 100, Июнь 101,11 100,02 101,68 102,46 101,51 100,35 100,62 100,79 100,63 100,23 101,08 101,03 100,67 100, Июль 100,68 99,99 102,75 101,46 99,99 100,55 100,43 100,90 100,39 100,71 100,87 100,43 100,64 100, Август 99,56 104,27 100,76 100,62 99,56 99,56 99,28 100,33 99,64 100,08 99,93 100,21 99,97 100, Сентябрь 99,38 145,99 101,29 101,23 100,37 100,00 100,27 100,51 100,23 100,13 101,07 100,88 100,00 101, Октябрь 99,97 105,66 101,24 102,17 100,95 100,77 100,90 101,11 100,52 100,23 102,09 101,15 99,97 100, Ноябрь 100,56 106,00 101,17 101,58 101,40 101,61 101,03 101,21 100,78 100,65 101,43 100,86 100,30 100, Декабрь 101,02 113,69 101,27 101,74 101,74 101,70 101,10 101,19 100,80 100,81 101,20 100,62 100,40 101, Таблица П5.

CPI ExSeas 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,19 100,87 108,17 101,46 102,01 101,17 100,89 100,84 100,83 100,81 100,55 100,88 101,22 100, Февраль 100,85 100,54 103,91 100,81 101,97 100,82 100,89 100,84 100,83 101,27 100,49 100,93 101,77 100, Март 101,03 100,40 102,70 100,73 101,43 100,76 100,78 100,76 100,87 100,76 100,49 101,13 101,56 100, Апрель 100,81 100,24 103,04 100,94 101,53 100,62 100,66 100,87 100,86 100,32 100,47 101,21 100,98 100, Май 100,89 100,13 101,85 101,92 101,46 100,84 100,83 100,85 100,79 100,40 100,38 101,23 100,70 100, Июнь 100,96 99,99 101,61 102,93 101,11 100,63 100,95 100,61 100,64 100,37 100,50 101,03 100,38 100, Июль 100,84 100,08 103,41 101,93 100,86 101,12 100,73 100,88 100,52 100,58 100,86 100,83 100,29 100, Август 100,56 105,60 103,22 102,21 100,91 100,50 100,78 100,69 100,49 100,52 101,02 101,03 100,51 100, Сентябрь 100,23 145,89 102,40 102,13 100,85 100,61 100,90 100,77 100,63 100,54 100,93 101,27 100,57 100, Октябрь 100,21 105,00 101,32 102,48 100,85 100,81 101,32 101,12 100,60 100,44 101,10 101,36 100,34 100, Ноябрь 100,26 103,84 100,68 100,96 100,75 101,06 100,95 100,89 100,52 100,51 100,91 101,16 100,29 100, Декабрь 100,51 111,45 100,73 101,17 100,92 100,84 100,87 100,96 100,54 100,59 100,75 100,82 100,25 100, 84 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № Таблица П6.

CPI ExN 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,63 100,98 107,79 101,83 102,00 101,63 101,29 101,16 101,33 101,23 100,89 101,23 101,54 100, Февраль 101,07 100,55 103,51 100,74 101,78 100,90 100,99 100,93 100,89 101,19 100,54 100,97 101,73 100, Март 101,15 100,54 102,58 100,66 101,36 100,80 100,76 100,70 100,87 100,70 100,52 101,10 101,40 100, Апрель 101,00 100,28 103,07 100,98 101,51 100,71 100,73 100,97 100,92 100,41 100,50 101,32 100,92 100, Май 100,87 100,18 101,59 101,54 101,25 100,80 100,74 100,70 100,65 100,37 100,30 101,19 100,55 100, Июнь 100,89 99,95 101,45 102,41 101,03 100,56 100,75 100,53 100,49 100,32 100,43 100,98 100,36 100, Июль 100,74 100,07 103,08 101,77 100,90 100,99 100,78 100,91 100,55 100,58 100,90 100,85 100,35 100, Август 100,54 105,29 102,86 101,94 101,00 100,64 100,74 100,68 100,55 100,67 101,02 101,01 100,49 100, Сентябрь 100,37 145,04 102,29 102,04 101,14 100,87 101,06 100,83 100,74 100,75 101,25 101,35 100,52 101, Октябрь 100,35 104,93 101,28 102,33 101,06 100,83 101,34 101,15 100,62 100,49 101,53 101,29 100,25 100, Ноябрь 100,36 104,40 100,82 101,02 101,08 101,07 100,95 100,95 100,52 100,58 100,92 101,04 100,28 100, Декабрь 100,57 111,49 100,97 101,18 101,22 100,96 100,88 100,92 100,54 100,65 100,77 100,80 100,30 100, Таблица П7.

CPI Ex8Vol 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,56 100,97 108,15 102,02 102,01 101,29 101,03 100,91 100,82 100,81 100,58 100,93 101,29 100, Февраль 100,93 100,51 103,57 100,80 101,80 100,76 100,80 100,82 100,69 101,23 100,49 100,92 101,79 100, Март 101,18 100,45 102,71 100,75 101,33 100,63 100,68 100,75 100,83 100,70 100,53 101,10 101,53 100, Апрель 101,06 100,28 103,19 101,14 101,59 100,66 100,70 100,91 100,96 100,38 100,52 101,26 100,99 100, Май 100,87 100,15 101,68 101,76 101,27 100,80 100,72 100,70 100,67 100,38 100,30 101,17 100,60 100, Июнь 100,96 99,97 101,55 102,64 101,01 100,53 100,78 100,53 100,50 100,32 100,44 100,99 100,40 100, Июль 100,78 100,09 103,29 101,88 100,80 101,01 100,70 100,86 100,54 100,60 100,92 100,84 100,37 100, Август 100,46 105,49 102,94 102,03 100,87 100,54 100,70 100,67 100,48 100,64 101,00 100,96 100,50 100, Сентябрь 100,25 144,91 102,25 101,96 100,91 100,68 100,91 100,74 100,61 100,59 100,91 101,19 100,44 100, Октябрь 100,25 104,97 101,34 102,39 100,94 100,81 101,38 101,20 100,63 100,49 101,21 101,36 100,23 100, Ноябрь 100,32 103,97 100,88 101,01 100,87 101,04 100,98 100,98 100,54 100,60 100,87 101,09 100,25 100, Декабрь 100,58 111,59 101,06 101,21 101,02 100,88 100,93 100,96 100,55 100,67 100,77 100,85 100,29 100, 2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Таблица П8.

Trim10_ 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,82 101,05 108,06 101,94 102,33 102,20 101,86 101,44 101,76 101,84 101,24 101,80 101,77 101, Февраль 101,26 100,66 104,17 101,08 102,07 101,08 101,43 100,91 101,05 100,88 100,64 101,02 101,55 100, Март 101,24 100,49 102,72 100,68 101,60 100,96 100,93 100,61 100,96 100,80 100,47 100,99 101,16 100, Апрель 100,86 100,30 102,96 100,77 101,56 100,84 100,75 100,86 100,82 100,43 100,45 101,16 100,70 100, Май 100,77 100,25 101,83 101,22 101,25 100,75 100,71 100,81 100,62 100,45 100,37 101,12 100,48 100, Июнь 100,93 100,05 101,53 101,84 101,25 100,69 100,78 100,61 100,53 100,36 100,45 100,95 100,36 100, Июль 100,65 100,13 102,31 101,74 100,90 100,62 100,70 100,76 100,49 100,45 100,60 100,73 100,38 100, Август 100,41 103,49 101,61 101,51 100,70 100,54 100,43 100,64 100,46 100,55 100,67 100,78 100,35 100, Сентябрь 100,25 134,66 101,93 101,77 100,97 100,68 100,79 100,66 100,59 100,52 100,95 100,92 100,35 100, Октябрь 100,46 105,17 101,39 101,94 101,07 100,96 101,09 100,99 100,57 100,50 101,05 100,99 100,25 100, Ноябрь 100,60 104,52 101,13 101,38 101,20 101,30 100,97 100,99 100,64 100,61 101,00 100,93 100,27 100, Декабрь 100,65 110,84 101,14 101,52 101,26 101,09 100,90 100,95 100,59 100,62 100,85 100,69 100,31 100, Таблица П9.

Trim15_ 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,74 100,97 107,96 101,86 102,25 101,98 101,73 101,28 101,37 101,54 101,02 101,56 101,56 100, Февраль 101,19 100,62 104,13 101,08 101,99 101,03 101,32 100,87 100,98 100,83 100,62 101,00 101,53 100, Март 101,20 100,48 102,71 100,71 101,52 100,85 100,91 100,60 100,94 100,78 100,45 100,95 101,13 100, Апрель 100,83 100,31 102,97 100,75 101,51 100,82 100,72 100,84 100,77 100,45 100,43 101,09 100,70 100, Май 100,74 100,26 101,82 101,18 101,25 100,75 100,70 100,79 100,60 100,44 100,35 101,08 100,50 100, Июнь 100,90 100,07 101,49 101,74 101,22 100,70 100,72 100,59 100,51 100,35 100,41 100,90 100,35 100, Июль 100,61 100,10 102,27 101,72 100,82 100,60 100,68 100,73 100,47 100,42 100,53 100,72 100,34 100, Август 100,43 103,10 101,77 101,59 100,85 100,57 100,50 100,63 100,46 100,53 100,63 100,75 100,35 100, Сентябрь 100,35 133,05 101,92 101,74 100,98 100,66 100,84 100,65 100,60 100,53 100,84 100,91 100,34 100, Октябрь 100,47 105,26 101,36 101,78 101,05 100,90 101,05 100,95 100,57 100,50 100,94 101,00 100,28 100, Ноябрь 100,57 104,33 101,10 101,35 101,14 101,23 100,95 100,97 100,62 100,59 100,96 100,92 100,27 100, Декабрь 100,62 110,45 101,12 101,49 101,16 101,01 100,86 100,90 100,58 100,59 100,80 100,69 100,31 100, 86 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ № Таблица П10.

Trim20_ 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,71 100,94 107,90 101,77 102,18 101,79 101,60 101,13 101,14 101,21 100,84 101,38 101,38 100, Февраль 101,14 100,59 104,13 101,07 101,92 100,99 101,21 100,84 100,91 100,81 100,61 100,99 101,52 100, Март 101,16 100,46 102,69 100,73 101,46 100,79 100,90 100,59 100,91 100,76 100,45 100,92 101,10 100, Апрель 100,80 100,32 102,96 100,74 101,47 100,79 100,69 100,82 100,74 100,46 100,42 101,05 100,71 100, Май 100,73 100,28 101,81 101,16 101,24 100,74 100,68 100,78 100,58 100,44 100,34 101,04 100,51 100, Июнь 100,89 100,09 101,46 101,69 101,21 100,68 100,67 100,57 100,50 100,34 100,39 100,87 100,35 100, Июль 100,58 100,10 102,24 101,69 100,83 100,58 100,66 100,70 100,46 100,41 100,50 100,70 100,33 100, Август 100,44 102,70 101,71 101,52 100,87 100,55 100,51 100,62 100,45 100,51 100,60 100,73 100,34 100, Сентябрь 100,39 131,43 101,87 101,65 100,98 100,65 100,83 100,64 100,59 100,52 100,78 100,89 100,33 100, Октябрь 100,46 105,28 101,36 101,72 101,02 100,85 101,00 100,93 100,56 100,50 100,90 100,99 100,30 100, Ноябрь 100,54 104,21 101,07 101,31 101,09 101,15 100,93 100,95 100,61 100,58 100,92 100,90 100,26 100, Декабрь 100,60 110,08 101,10 101,47 101,12 100,97 100,82 100,85 100,57 100,58 100,77 100,69 100,29 100, Таблица П11.

Trim25_ 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Январь 101,68 100,91 107,83 101,74 102,11 101,65 101,49 101,05 101,05 100,96 100,74 101,24 101,26 100, Февраль 101,09 100,56 104,14 101,06 101,87 100,95 101,12 100,80 100,87 100,80 100,61 100,97 101,51 100, Март 101,13 100,44 102,66 100,76 101,43 100,75 100,90 100,58 100,89 100,74 100,45 100,91 101,08 100, Апрель 100,78 100,33 102,94 100,73 101,44 100,76 100,67 100,80 100,72 100,46 100,42 101,02 100,72 100, Май 100,70 100,27 101,81 101,14 101,22 100,72 100,66 100,77 100,56 100,43 100,33 101,01 100,53 100, Июнь 100,88 100,11 101,46 101,64 101,20 100,65 100,65 100,56 100,49 100,34 100,38 100,84 100,34 100, Июль 100,55 100,10 102,20 101,66 100,82 100,56 100,64 100,68 100,45 100,40 100,48 100,68 100,32 100, Август 100,43 102,50 101,66 101,46 100,86 100,53 100,52 100,61 100,44 100,50 100,58 100,70 100,33 100, Сентябрь 100,40 130,26 101,81 101,61 100,97 100,64 100,81 100,63 100,58 100,51 100,76 100,87 100,32 100, Октябрь 100,45 105,30 101,36 101,69 100,99 100,81 100,98 100,90 100,56 100,49 100,88 100,97 100,30 100, Ноябрь 100,51 104,09 101,06 101,29 101,05 101,07 100,91 100,93 100,60 100,57 100,90 100,89 100,26 100, Декабрь 100,58 109,69 101,08 101,44 101,09 100,93 100,80 100,81 100,57 100,58 100,76 100,68 100,28 100, 2012 ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ВШЭ Таблица П12.




© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.