WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 37 |

2.5. Подход к анализу смещений ИПЦ Для полноценного анализа точности измерения динамики цен российскими индексами необходимо проведение масштабного исследования, аналогичного работе Комиссии Боскина в США. Однако такое обобщающее исследование требует большой подготовительной работы, которая в современной России не выполнена, а в значительной мере и не начиналась. Прежде всего, необходимо создание правильно организованных баз данных, содержащих первичную информацию, агрегированием которой получаются индексы цен. Эти базы данных должны быть доступны исследовательскому сообществу. Необходимо детальное и корректное описание всех вариантов методик, действовавших с самого начала построения индексов цен (по крайней мере, с начала 1992 г.), с публикацией всех использовавшихся систем весов, алгоритмов их построения и информации, на основе которой они были получены. Необходимо проведение большого числа частных исследований различных аспектов точности исчисления индексов цен, которые сформируют основу для последующего проведения обобщающей работы, подобной работе Комиссии Боскина в США. Пока же возможен анализ лишь отдельных аспектов точности российских индексов цен.

Проще всего оценить смещения, обусловленные замещением на верхнем уровне построения ИПЦ, т.е. смещения, возникающие на завершающем этапе построения ИПЦ, когда индивидуальные индексы агрегируются в сводный. Для этого можно было бы по тем же индивидуальным индексам цен, по которым строятся официальные ИПЦ, используя другие индексные формулы, построить индексы, в которых эти смещения устранены (или хотя бы меньше по порядку величины). Сопоставление таких индексов с официальными ИПЦ позволило бы оценить влияние потенциальных источников смещений.

Для этого на каждом шаге по времени сцепленного индекса, т.е. в пределах каждого календарного года, необходимо использовать веса, соответствующие этому календарному году. Если бы состав корзины не изменялся с течением времени, то можно было бы просто взять веса, использовавшиеся для расчета ИПЦ в следующем календарном году, т.е. сдвинуть всю систему весов на год вперед. Однако с течением времени состав корзины ИПЦ менялся, при этом ретроспективные данные по многим вновь введенным позициям отсутствуют, как и новые данные по удаленным из корзины позициям36. Поэтому ниже использован несколько иной подход. Сначала были подготовлены массивы исходных данных, максимально возможно приближенные к исходным данным, использованным для расчета ИПЦ, но имеющие единый состав представителей для всего исследуемого интервала времени. На основе этих массивов данных по методике ИПЦ были построены контрольные индексы, а также индексы по другим методикам, в частности, индексы, при построении которых были устранены источники потенциальных смещений. Их сопоставление с контрольными индексами позволило получить оценки смещений ИПЦ, обусловленных замещением на верхнем уровне.

Таким образом, в соответствии с использованным подходом строились контрольные индексы, моделирующие официальные ИПЦ, отличающиеся от них лишь неполным покрытием корзины ИПЦ, и результаты исследования этих модельных индексов распространялись на ИПЦ.

В качестве исходных данных было использовано 81-продуктовое подмножество всего множества индивидуальных индексов цен представителей, на основе которого в Росстате производится расчет индексов потребительских цен по отношению к предыдущему месяцу. Выбор состава представителей (произведенный специалистами Росстата) использованного массива данных37 объясняется главным образом соображениями наличия Изменение состава корзины с течением времени происходило в целом в направлении расширения ее состава, вместе с тем какие-то позиции из нее выводились.

Говядина (кроме бескостного мяса); свинина; мясо птицы; колбаса вареная; сосиски, сардельки; говядина, свинина, баранина тушеная консервированная; консервы рыбные натуральные в масле; масло животное (сливочное, топленое); масло растительное; маргарин; молоко; сыры сычужные твердые и мягкие; яйца; сахарпесок; карамель, ирис; чай натуральный; кофе натуральный растворимый; соль;

мука пшеничная; хлеб ржаной и ржано-пшеничный; хлеб и хлебобулочные изделия из пшеничной муки высшего сорта; хлеб и хлебобулочные изделия из пшеничной муки 1 и 2 сортов; рис; крупа манная; горох и фасоль; вермишель; картофель; капуста свежая белокочанная; лук репчатый; морковь; яблоки; мандарины, апельсины; безалкогольные напитки (импортные); водка; коньяк; пиво отечественное; ткани ситцевые; ткани костюмные шерстяные или полушерстяные; ткани из искусственного шелка; плащ мужской из смесовых тканей; костюм мужской из шерстяных или полушерстяных тканей; брюки мужские из шерстяных или полушерстяных тканей; сорочка мужская верхняя из хлопчатобумажных или смесовых тканей;

плащ женский из смесовых тканей; джемпер, свитер, жакет для взрослых; колготки женские; носки мужские из хлопчатобумажной и смесовой пряжи; сапоги, сапожки кожаные на утепленной подкладке мужские; сапоги, сапожки осенние женские;

ботинки, полуботинки кожаные мужские; туфли женские кожаные на синтетической подошве, низком каблуке; моющие средства пастообразные, порошкообразсопоставимых данных по российским потребительским ценам, покрывающих период времени максимально возможной длины. Данный массив охватывает период времени с января 1993 г. по декабрь 1996 г. Ниже будем ссылаться на него как на основной массив данных.

В расчетах использованы шесть систем весов, с которыми в разные годы строились официальные ИПЦ. Эти системы весов соответствуют структурам потребительских расходов населения в 1991-1996 гг. Таблица 2.3,а позволяет судить о степени покрытия корзины ИПЦ основным массивом данных. Он покрывает 48-55% общей корзины ИПЦ, исходя из структур потребительских расходов разных лет. Наилучшим образом в нем представлены продовольственные товары (33 позиции, покрывающие 62-71% от корзины ИПЦ по продтоварам), затем следуют непродовольственные товары (33 позиции, 33-37%), платные услуги представлены хуже всего (12 позиций, 26-37%). Особняком стоят алкогольные напитки: они представлены 3 позициями, покрывающими 68-88% корзины ИПЦ по алкогольным напиткам, среди которых выделяется доминирующий представитель - водка.

Таблица 2.3,а Степень покрытия представителями основного массива данных корзины ИПЦ (в процентах), исходя из систем весов ИПЦ, соответствующих структурам потребительских расходов разных лет Число позиций 1992 1993 1994 1995 Все товары и услуги 81 54.6 51.7 55.4 54.0 47.Продовольственные товары 33 67.5 64.2 70.9 68.9 61.Алкогольные напитки 3 88.3 79.3 85.9 86.1 68.Непродовольственные товары 33 32.7 34.5 37.4 34.7 32.Платные услуги 12 36.6 31.0 29.1 26.1 25. Наибольший интерес с точки зрения анализа смещений представляет собой 1992 г., включающий момент либерализации цен. Однако данные по ные; мыло туалетное; зонт; нитки швейные хлопчатобумажные; сигареты с фильтром импортные; стул; набор корпусной мебели (стенка); ковер (палас) синтетический; часы наручные; будильник механический (электронный); холодильник; машина стиральная; электропылесос; электроутюг; электрические лампы нормальные осветительные; велосипед для взрослых; телевизор стационарный цветного изображения, размер экрана по диагонали 61 см; легковые автомобили; пошив пальто;

стрижка модельная в мужском зале; городской автобус; поезд дальнего следования;

самолет; пересылка письма; абонентная плата за домашний телефон; отправка телеграммы; проживание в гостинице; плата за электричество; плата за газ в баллонах;

кино.

индивидуальным индексам цен для 1992 г. по всей номенклатуре основного массива недоступны. Поэтому расчеты для 1992 г. были проведены по несколько более узкому кругу индивидуальных индексов цен, опубликованных в (Госкомстат, 1996a, с. 32-35, 48-53). В этом массиве (ниже будем называть его усеченным массивом данных) отсутствует информация о платных услугах населению, а также по одной позиции в группе продовольственных товаров38 и по семи позициям в группе непродовольственных товаров39. Таблица 2.3,б показывает, что по степени покрытия корзин ИПЦ разных лет усеченный массив (который содержит данные для 61 представителя) почти не уступает основному, так как доля услуг в корзинах ИПЦ, основанных на структурах потребительских расходов 1991-1993 гг., составляла всего 9.4%, 5.8% и 6.2% соответственно. Для проводимого ниже анализа также весьма важно и то, что в 1992 г., в отличие от последующих лет, цены на платные услуги населению выросли примерно в той же пропорции, что и по всем товарам и услугам в целом (22.2 раза против 26.1 раза). Это позволяет надеяться на то, что отсутствие данных по услугам в усеченном массиве не оказывает существенного влияния на результаты сопоставлений.

Веса ИПЦ для используемых представителей были перенормированы (т.е. изменены в одинаковой пропорции для всех представителей товарной группы) так, чтобы обеспечить равенство долей укрупненных товарных групп в наших индексах соответствующим долям в ИПЦ. Необходимость такой перенормировки обусловлена тем, что использованные нами данные в различной степени покрывают корзины ИПЦ по укрупненным группам товаров и услуг (см. табл. 2.3,а,б).

Таблица 2.3,б Степень покрытия представителями усеченного массива данных корзины ИПЦ (в процентах), исходя из систем весов ИПЦ, соответствующих структурам потребительских расходов разных лет Число позиций 1991 1992 Все товары и услуги 61 49.9 50.9 48.Все товары 61 55.1 54.0 51.Продовольственные товары 32 79.7 67.0 63.Алкогольные напитки 3 88.3 88.3 79.Непродовольственные товары 26 29.6 29.2 30. Безалкогольные напитки.

Ткани из искусственного шелка, плащ мужской, плащ женский, зонт, нитки, будильник, электроутюг.

Таким образом, эти массивы данных позволяют проанализировать интервал времени с конца 1991 г. по конец 1996 г., когда темпы инфляции были наиболее высокими и следовало ожидать наибольших проблем измерения динамики потребительских цен.

2.6. Чувствительность ИПЦ к выбору весовой базы Сводный индекс цен можно представить как некоторое среднее индивидуальных индексов (например, взвешенное среднее арифметическое, гармоническое, геометрическое). Смещение, обусловленное замещением на верхнем уровне построения индекса цен, может возникать тогда, когда на шаге по времени сцепленного индекса используются устаревшие веса, т.е.

когда весовая база не соответствует середине шага по времени. При этом разные способы осреднения, лежащие в основе используемых индексных формул, могут приводить к различным по величине, и даже по направлению, смещениям, обусловленным замещением.

2.6.1. Эффект Гершенкрона В российской статистической практике для построения сводных индексов цен принято использовать агрегатные индексы, т.е. такие, которые могут быть представлены в виде отношения стоимостей некоторой корзины в сопоставляемые периоды времени. Известно, что агрегатные индексы цен с более ранней весовой базой дают, как правило, более высокие оценки роста цен по сравнению с индексами с более поздней весовой базой. В частности, индекс Ласпейреса, для которого весовая база совпадает с исходной, обычно завышает рост цен, а индекс Пааше, для которого весовая база совпадает с текущим периодом, обычно занижает рост цен. Этот эффект, получивший название эффекта Гершенкрона, приводит к возникновению смещения, обусловленного замещением.

Представляется целесообразным оценить масштаб проявления данного эффекта в рассматриваемом случае, т.е. проанализировать чувствительность ИПЦ к выбору весовой базы. Если окажется, что эффект Гершенкрона выражен слабо, то запаздывание весовой базы по отношению к середине шага по времени не оказывает заметного влияния на результаты измерения динамики цен. Если же окажется, что этот эффект сильно влияет на результаты сопоставлений, то необходима корректировка оценок роста потребительских цен с целью минимизации этого влияния. Также на этом этапе целесообразно проанализировать влияние запаздывания весовой базы на динамику разных вариантов сводных индексов, основанных на разных способах осреднения индивидуальных индексов. С этой целью, помимо индексов Ласпейреса и Пааше, будем проводить сопоставление результатов и для сводных индексов, в основе которых лежит геометрическое среднее индивидуальных индексов.

Различия оценок роста цен, получаемых по формулам Ласпейреса и Пааше (так же как и по формулам среднего геометрического с весами, соответствующими началу и концу шага по времени), позволяет судить о величине погрешности этих формул на шаге по времени сцепленного индекса, поскольку они позволяют получить двустороннее приближение решения40. Соответственно, для анализа погрешности, даваемой этими формулами, можно проанализировать расхождения между ними для каждого календарного года на всем анализируемом интервале времени. Если окажется, что эти расхождения достаточно велики, то выбор формулы становится существенным, и поэтому использование грубых формул первого порядка (к каковым относится и формула расчета ИПЦ (2.1)) при численном интегрировании с таким шагом не является корректным. В этом случае нужно использовать более точную формулу и/или уменьшить шаг по времени (т.е.

произвести сгущение сетки). Если же ошибка на каждом шаге по времени и на всем отрезке интегрирования невелика, то использование грубой формулы в методике расчета ИПЦ не приводит к заметным искажениям оценок роста цен.

2.6.2. Индикаторы анализа чувствительности оценок роста цен к сдвижке весовой базы Различие между индексами Ласпейреса pnj j qnj-1 pnj (2.4) ItL,tn = Ita0,tn = = wnj j -n-1 n-pnj pnj j qnj-1 -1 -и Пааше j qnj pnj pnj (2.5) ItP,tn = Ita1,tn = = 1 wnj -1, j pnj n-1 n-j qnj pnj-как и между аналогичными индексами на основе среднего геометрического Подробнее см. (Бессонов, 2003a).

j wn- pnj (2.6) Itg0 = j,,tn n-pnj -wnj pnj (2.7) Itg1 = j,,tn n-pnj -qnj pnj -1 -состоит в замене весов qnj в (2.4) и wnj = в (2.6) весами qnj в -1 -i i i qn-1 pn-qnj pnj (2.5) и wnj = в (2.7), соответствующими периоду времени через i i i qn pn один шаг по времени, т.е. в сдвижке весовой базы на один год вперед41.

Таким образом, различие между значениями пары индексов Ласпейреса a0 a1 g0 gI и Пааше I (как и между значениями пары индексов I и I ) отa0 gражает чувствительность индекса I (или I ) к сдвижке весовой базы вперед на шаг по времени, которую можно считать характеристикой точноa0 gсти индекса I (или I ).

Поэтому для исследования чувствительности ИПЦ к сдвижке весовой базы на шаг по времени проанализируем превышение индексом потребительских цен за год такого же индекса с весами следующего года, т.е. рассмотрим показатель pnj pnj (2.8) Eta,tn = Ita0,tn Ita1,tn -1 = wnj j wnj -1 -1.

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 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.