WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 37 |

В табл. 2.7 приведены результаты расчетов по анализу расхождений в оценках роста потребительских цен за 1993-1996 гг., полученных на основе исходных данных по индивидуальным индексам и по средним ценам представителей. Для этого построены прямые индексы по формуле pTj w j n ptj j n (2.16) In =, pTj w j n ptj j n с весами wnj, соответствующими структурам потребительских расходов разных лет (здесь tn - конец календарного года, которому соответствуют веса wnj, T0 - конец 1992 г., T1 - конец 1996 г.). Анализировался только весь период 1993-1996 гг., поскольку высокая волатильность данных по средним ценам «зашумляет» годовые оценки. Отсутствие данных по средним ценам не позволяет провести этот анализ для 1992 г. Поскольку неясно, какой из имеющихся в наличии систем весов следует отдать предпочтение при проведении такого анализа, в табл. 2.7 приведены оценки роста цен за 1993-1996 гг. для каждой из пяти систем весов, отражающих структуры потребительских расходов 1992-1996 гг.

Таблица 2.Оценки роста потребительских цен за 1993-1996 гг., полученные по индивидуальным индексам и по средним ценам для прямого индекса (2.16) с весами, соответствующими структурам потребительских расходов различных лет Год, структуре потребительских расходов которого соответствуют веса 1992 1993 1994 1995 а* 93.654 63.470 56.884 57.706 57. (25.3) (16.1) (14.7) (14.1) (15.1) Все товары и услуги б 82.600 62.597 57.929 58.324 58. (17.3) (11.9) (11.2) (10.8) (11.7) в 13.38 1.39 -1.80 -1.06 -1.а 84.712 72.288 77.717 70.598 70. (12.2) (12.2) (9.6) (9.7) (10.0) Продовольственные товаб 68.540 60.861 63.486 59.247 59.ры (8.5) (8.4) (7.0) (7.2) (7.3) в 23.59 18.78 22.42 19.16 17.а 67.101 65.549 62.793 61.928 66. (27.6) (26.5) (24.9) (24.5) (27.6) Алкогольные напитки б 71.933 71.165 69.607 69.509 72. (24.4) (22.8) (21.4) (21.3) (24.9) в -6.72 -7.89 -9.79 -10.91 -7.а 39.662 35.251 31.999 31.819 31. (4.6) (4.2) (4.8) (5.1) (5.3) Непродовольственные б 55.857 46.168 39.069 38.570 38.товары (8.1) (7.3) (8.4) (8.3) (9.5) в -28.99 -23.65 -18.10 -17.50 -17.а 576.390 537.800 468.823 451.022 436. (102.3) (90.6) (81.3) (84.5) (89.5) Платные услуги б 389.239 388.381 269.832 268.505 267. (86.2) (78.7) (76.9) (74.9) (74.5) в 48.08 38.47 73.75 67.98 63.* а - по индивидуальным индексам (раз); б - по средним ценам (раз); в - превышение «а» над «б» (%). В скобках указаны стандартные ошибки индексов.

2.8.3. Обсуждение результатов Прежде всего, обращает на себя внимание масштаб различий в оценках роста цен, полученных по двум массивам исходных данных. Эти расхождения могут быть обусловлены не только систематическими или случайными погрешностями сводных индексов, но и не связанными с погрешностями различиями методик построения временных рядов элементарных агрегатов и средних цен. Вместе с тем, чем бы эти различия ни были обусловлены, они показывают, что перечисленные причины могут оказывать на сводные индексы влияние, измеряемое десятками процентов в относительном выражении. Подчеркнем, что такой масштаб измерительных проблем типичен для российских индексов цен переходного периода.

Результаты расчетов не позволяют говорить о смещенности оценок по всем товарам и услугам, полученных по индивидуальным индексам, по отношению к оценкам по средним ценам, поскольку заметное различие наблюдается только при использовании весов 1992 г. Вместе с тем оценки для укрупненных групп товаров и услуг вполне отчетливо распадаются на две группы. Для продовольственных товаров оценки по индивидуальным индексам превышают оценки по средним ценам примерно на 20% при всех системах весов, для платных услуг такое превышение составляет около 60% (!). Напротив, для непродовольственных товаров оценки роста цен по индивидуальным индексам примерно на 20% ниже, чем по средним ценам, а по алкогольным напиткам - примерно на 9%52. Это показывает, что хотя нельзя утверждать о значимости влияния смещений на уровне элементарных агрегатов на оценки роста потребительских цен по всем товарам и услугам в целом, они вполне могут существенно смещать индексы по укрупненным группам товаров и услуг.

Для объяснения распадения укрупненных групп товаров и услуг по направлению влияния данного фактора можно предложить следующую гипотезу. Осциллирование исходных данных может приводить к возникновению значительного положительного смещения сводного индекса, если для его построения используются индексные формулы, не удовлетворяющие тесту обратимости во времени. Среди рассматриваемых четырех групп, темпы изменения цен на платные услуги наиболее волатильны. Это обусловлено, в частности, регулированием тарифов, которые по этой причине демонстрируют ступенчатую динамику. Именно платные услуги и дают наибольшее расхождение в оценках по индивидуальным индексам и средним ценам. Далее по степени волатильности идут продовольственные товары (главным образом за счет сезонных колебаний цен на товары плодовоовощной группы), по ним также наблюдается явное превышение результатов, полученных по индивидуальным индексам (среди них лидируют товарпредставитель «яблоки», для которого такое превышение составляет 87%, В табл. 2.7 в скобках показаны грубые оценки стандартных ошибок индексов, позволяющие судить о статистической значимости расхождений. Они получены исходя из предположений, обсуждаемых в разделе 2.9.

см. рис. 2.7, и «мандарины, апельсины» - 105%). Изменчивость же темпов роста цен на алкогольные напитки и особенно на непродовольственные товары незначительная, именно для них наблюдается отставание оценок по индивидуальным индексам по сравнению с оценками по средним ценам.

Поэтому гипотеза предполагает наличие некоторого фактора (источника смещений), который смещает вниз оценки роста цен по индивидуальным индексам по сравнению с оценками по средним ценам и действует в первом приближении одинаково на товары и услуги всех групп. Представители же с осциллирующими ценами смещают вверх оценки роста цен в соответствующих группах, что в целом для всех товаров и услуг уравновешивает действие первого фактора. Однако такое объяснение результатов, приведенных в табл. 2.7 не более чем гипотеза, которую на основе используемых нами данных нельзя ни подтвердить, ни опровергнуть.

декабрь 1992 г. = Рис. 2.7. Иллюстрация расхождений между элементарными агрегатами и средними ценами: 1 - индивидуальный индекс цен на яблоки; 2 - динамика средних цен на яблоки.

В любом случае, интерпретация этих результатов требует осторожности, поскольку расхождения между оценками роста цен по индивидуальным темпам и по средним ценам могут возникать не только вследствие накопления систематических ошибок, но и по таким причинам, как различия в методиках построения индивидуальных индексов цен и средних цен и по другим причинам, не связанным с накоплением ошибок. Вместе с тем то обстоятельство, что методика получения индивидуальных индексов цен никак не застрахована от накопления смещения, и большой масштаб расхождений оценок роста цен по товарным группам, полученных по индивидуальным индексам и по средним ценам, а также проблемы с получением надежных весов при построении элементарных агрегатов в совокупности с полученным выше выводом о сильной чувствительности агрегатных индексов к точности весов в рассматриваемом случае, показывают всю серьезность данной проблемы и необходимость проведения более глубокого исследования в этом направлении.

Особо подчеркнем, что смещение, обусловленное использованием индексных формул, не удовлетворяющих тесту обратимости во времени, может неограниченно возрастать. Оно может оставаться значительным даже при кардинальном снижении темпов инфляции, поскольку оно обусловлено не средними темпами роста цен на товары и услуги, а осциллированием цен представителей. Приведенные в табл. 2.7 результаты позволяют допустить, что масштаб такого смещения может составлять десятки процентов даже на интервале 1993-1996 гг. (т.е. единицы процентных пунктов в год), не говоря уже о 1992 г.

В связи с возможными смещениями на уровне элементарных агрегатов наибольшие вопросы возникают к индексу цен на платные услуги. Как показывает рис. 2.4, рост цен на услуги за период реформ на порядок превышает рост цен на товары. При этом систематическое опережение роста цен на услуги сохраняется и спустя более чем десятилетие после начала реформ, когда темпы инфляции кардинально снизились. Несмотря на то, что опережающий рост цен на услуги был обусловлен их заниженностью до начала реформ, масштаб произошедшего опережения вызывает большие сомнения. Возможно, оно в какой-то мере обусловлено смещениями, порождаемыми использованием индексных формул, не удовлетворяющих тесту обратимости во времени.

Как показал проведенный выше анализ, использование индексных формул на основе геометрического среднего в рассматриваемой ситуации представляется более предпочтительным по сравнению с использованием агрегатных индексов. Это обусловлено меньшей чувствительностью индексов на основе среднего геометрического к выбору весов, а, следовательно, и к погрешностям весов.

2.9. Случайные погрешности ИПЦ Грубо оценить масштаб случайной погрешности сводного индекса цен можно, например, предположив, что индивидуальные индексы цен распределены независимо и одинаково. Поскольку оба эти предположения не вполне адекватны, то они позволяют получить лишь очень грубые оценки случайных погрешностей, которые, скорее всего, завышены в силу того, что разброс индивидуальных индексов цен определяется далеко не только случайными факторами, но и имеющей место трансформацией пропорций российских цен в сторону ценовых пропорций, типичных для развитых рыночных экономик.

Стандартная ошибка сводного индекса цен, построенного исходя из таких предположений на основе геометрической средней для усеченного массива данных за период с декабря 1991 г. по декабрь 1996 г., равна 18% от произошедшего роста цен. Точность индексов на основе арифметических средних (какие и используются при расчете официальных российских индексов цен) еще ниже. Представление о масштабе случайных погрешностей индексов цен дают и стандартные ошибки индексов, приведенные в табл. 2.7. Заметим, что в этих оценках веса, учитывающие вклад отдельных товаров и услуг в сводный индекс цен, считались точными, тогда как в действительности их точность, как обсуждалось выше, невысока, что в условиях произошедшей масштабной трансформации ценовых пропорций может резко увеличить погрешности измерения роста цен.

Таким образом, есть основания полагать, что случайная погрешность сводного индекса потребительских цен в рассматриваемом случае измеряется в относительном выражении десятками процентов, т.е. имеет тот же порядок величины, что и систематическая. Для получения более точных оценок погрешностей необходимы данные, на основе которых получены индивидуальные индексы цен и веса, однако эти данные недоступны.

В разделе 4 будет показано, что с ростом сводного индекса цен растет и среднеквадратическое отклонение логарифмов индивидуальных индексов цен, откуда следует, что случайная погрешность сводного индекса цен в относительном выражении, как и систематическая, возрастает, также приводя к нелинейному росту абсолютной погрешности.

2.10. О точности измерения роста российских потребительских цен 2.10.1. Что мы знаем о точности российского ИПЦ Результаты анализа точности измерения роста российских потребительских цен переходного периода суммированы в табл. 2.8. Недоступность многих данных не позволяет провести исследование всех типов смещений, проанализированных Комиссией Боскина в США. Для периода наиболее высоких темпов инфляции удалось оценить смещение, обусловленное замещением на верхнем уровне построения индекса цен, и лишь по порядку величины оценить масштаб возможного смещения на уровне элементарных агрегатов. Закрытость российской статистики цен не позволяет получить более точной оценки смещения этого типа и исследовать два оставшихся источника смещений. Эти же основания дают право говорить в российском случае и о классе прочих причин, масштаб и направления которых неясны.

Таблица 2.Индекс потребительских цен в России и оценки смещений в нем (за 1992-1996 гг.) Индекс стоимости жизни - Замещение верхнего уровня 35% ИПЦ - 2200 десятки Замещение нижнего уровня Смещение раз процентов Замещение торговых точек в целом - Новые продукты/изменения качества Прочие причины Оценки смещений выражены в процентах от роста цен за указанный период времени. Вопросительные знаки указывают, что соответствующие оценки отсутствуют.

Анализ показал, что методика построения официального ИПЦ, являющегося основным индикатором инфляции в России, приводит к систематическому завышению оценок роста цен, обусловленному замещением на верхнем уровне построения индекса. Величина этого смещения оценена в 35% от роста потребительских цен за период с конца 1991 г. по конец 1996 г. В наибольшей мере смещены оценки за 1992 г. (включая момент либерализации цен), а также за 1993 г. С учетом роста цен в 1991 г. суммарное смещение могло бы быть еще более значительным. Помимо этого, возможны значительные смещения и на уровне элементарных агрегатов (проведенный анализ позволяет судить здесь лишь о возможном порядке величины), а также случайные погрешности сводных индексов цен.

Таким образом, как систематические, так и случайные погрешности измерения роста потребительских цен за период российских реформ могут составлять десятки процентов от произошедшего роста цен, т.е. погрешность измерения роста цен может быть сравнима с измеряемой величиной. Заметим, что крайне низкая точность не является характерной чертой именно официального российского ИПЦ. Вполне вероятно, он является наиболее точным из российских сводных индексов цен, поскольку совершенствованию его методики уделялось наибольшее внимание.

Основная причина возникновения рассмотренных погрешностей вполне объективна - быстрый рост цен, сопровождавшийся интенсивными изменениями ценовых пропорций, а также осциллирование относительных цен.

Использование стандартной методики построения агрегатных индексов с устаревшими весами, аналогичной применяемым в стабильных экономиках, в этой ситуации приводит к резкому снижению точности измерения роста стоимости жизни. Принимая во внимание сложность задачи измерения роста цен в российской переходной экономике и условия, в которых Росстат был вынужден это делать, от индексов цен за первые годы реформ вряд ли можно было ожидать большего.

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 37 |



© 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.