WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 7 | 8 || 10 | 11 |   ...   | 37 |

- n-1 n-1 n-1 j pnj pnj -1 Аналогичный показатель рассмотрим и для пары индексов на основе среднего геометрического Символ «a» в надстрочном индексе в (2.4) и (2.5) указывает на то, что эти индексы являются агрегатными, а символ «g» в надстрочном индексе в (2.6) и (2.7) - на то, что эти индексы цен основаны на геометрическом среднем. Символ «0» в (2.4) и (2.6) указывает на то, что весовая база этих индексов соответствует базисному периоду, а символ «1» в (2.5) и (2.7) - на то, что она соответствует текущему периоду.

wnj -wnj - pnj (2.9) Etg = Itg0 Itg1 -1 = -1.

,tn,tn,tn j n-1 n-1 n-pnj -2.6.3. Результаты анализа Результаты расчетов, приведенные в табл. 2.4 и на рис. 2.6, показывают, что погрешность в ИПЦ может быть весьма велика. Так, в 1992 г. расхождение в оценках роста цен по формулам (2.4) и (2.5) для всех товаров составляет 51.3% (!), а в 1993 г. аналогичное расхождение для всех товаров и услуг составляет 17.5%. В 1994 г. это влияние все еще было вполне заметным: почти 6% для всех товаров и услуг. Это расхождение в целом снизилось лишь с 1995 г., однако по отдельным товарным группам было вполне ощутимым и в 1995 г. (например, 4.7% по продовольственным товарам).

Это позволяет сделать вывод об исключительно сильном влиянии запаздывания весов на оценки роста цен в рассматриваемом случае, следствием чего является вывод о наличии значительного смещения ИПЦ, обусловленного замещением на верхнем уровне построения индекса цен. Таблица 2.4 показывает, что в 1992-1993 гг. наблюдалось сильное влияние, в 1994 г. - весьма заметное, и лишь с 1995 г. оно стало умеренным.

Знаки приведенных в табл. 2.4 значений показателя Ea свидетельствуют о том, что это смещение приводит к тому, что ИПЦ завышает рост стоимости жизни.

Значительное расхождение в оценках наблюдается не только для всех товаров и услуг в целом, но и для всех укрупненных групп товаров и услуг, за исключением алкогольных напитков42. Наибольшее расхождение наблюдается для непродовольственных товаров в 1992 г. - почти на 90%43.

Отсутствие эффекта для группы алкогольных напитков объясняется тем, что в их структуре доминирует единственный товар-представитель - водка. По этой причине смещения в ИПЦ для группы алкогольных напитков являются наименьшими.

Вполне вероятно, что для полной корзины ИПЦ это расхождение будет несколько меньше, поскольку на его величину заметно повлиял опережающий рост цен на один из товаров-представителей - легковые автомобили, который в полной корзине ИПЦ учитывается с меньшим весом, чем в используемой нами.

Таблица 2.Чувствительность оценок роста цен к сдвижке весовой базы 1993- 19931992* 1993 1994 1995 1996 1996 сцепл. прям.

а** 28.465 8.635 3.147 2.194 1.201 71.611 93.б 18.814 7.352 2.970 2.149 1.192 55.916 57.Все товары и в 51.30 17.45 5.96 2.09 0.75 28.1 63.услуги г 22.559 7.893 2.968 2.147 1.188 59.718 61.д 22.722 7.964 3.140 2.199 1.206 66.326 85.е -0.72 -0.88 -5.48 -2.36 -1.56 -10.0 -27.а 32.142 9.510 3.465 2.194 1.114 80.526 84.б 26.384 8.690 3.384 2.096 1.108 68.263 70.Продовольст- в 21.82 9.44 2.39 4.68 0.54 18.0 20.венные товары г 28.472 9.034 3.389 2.133 1.107 72.327 72.д 31.102 9.227 3.453 2.155 1.115 76.526 83.е -8.46 -2.09 -1.86 -0.98 -0.67 -5.5 -12.а 14.715 7.867 2.324 2.318 1.557 65.985 67.б 14.912 7.738 2.312 2.314 1.578 65.330 66.в -1.1.67 0.52 0.17 -1.1.0 0.Алкогольные напитки г 7.828 2.308 2.314 64.820 65.14.256 1.д 7.803 2.331 2.319 66.776 68.15.259 1.е -6.0.32 -0.99 -0.23 -2.05 -2.9 -3.а 28.590 6.082 2.511 2.005 1.144 35.032 39.б 15.125 5.768 2.474 2.005 1.135 32.461 31.Непродовольст- в 89.02 5.44 1.50 0.00 0.79 7.9 26.венные товары г 20.848 5.950 2.478 1.988 1.141 33.440 36.д 17.993 5.885 2.512 2.023 1.137 34.022 34.е 15.87 1.11 -1.38 -1.0.33 -1.4.а - 20.707 6.369 2.816 1.488 552.73 576.б - 19.571 5.663 2.769 1.490 457.44 436.в - 5.80 12.47 1.70 -0.20.8 32.Платные услуги г - 19.351 5.667 2.785 453.99 525.1.д - 20.955 6.302 2.793 550.53 488.1.е - -7.66 -10.07 -0.27 -0.42 -17.7.* Рассчитано по усеченному массиву, только товары (без услуг).

** а - контрольный индекс (соответствует методике ИПЦ): использована формула (2.4), веса соответствуют структуре потребительских расходов предшествующего года (для последнего столбца - 1992 г.); б - использована формула (2.5), веса соответствуют структуре потребительских расходов текущего года (для последнего столбца - 1996 г.); в - показатель Ea (2.8), т.е. превышение «а» над «б» (%); г - использована формула (2.6), веса соответствуют структуре потребительских расходов предшествующего года (для последнего столбца - 1992 г.); д - использована формула (2.7), веса соответствуют структуре потребительских расходов текущего года (для последнего столбца - 1996 г.); е - показатель Eg (2.9), т.е. превышение «г» над «д» (%).

% Рис. 2.6. Иллюстрация чувствительности оценок роста цен к сдвижке весовой базы (все товары и услуги): 1 - показатель Ea (2.8); 2 - показатель Eg (2.9).

В 1993-1994 гг. наблюдается более сильное влияние сдвижки весовой базы на сводный индекс цен по всем товарам и услугам, чем в среднем по укрупненным группам товаров и услуг. Это означает, что в сводном индексе цен смещение в целом сильнее, чем в групповых. Причина этого состоит в том, что на величину смещений в групповых индексах влияют лишь внутригрупповые структурные сдвиги (т.е. перераспределение спроса между товарами или услугами в пределах данной товарной группы), но не влияют межгрупповые структурные сдвиги (т.е. перераспределение спроса между товарными группами). Таким образом, с повышением уровня агрегирования индекса есть основания ожидать возникновения все больших измерительных проблем и, в частности, увеличения масштаба смещений.

Разумеется, масштаб измерительных проблем в разных случаях может весьма существенно различаться. Так, наличие в корзине доминирующих товаров (например, водки в корзине алкогольных напитков) способствует уменьшению масштаба возможных смещений, обусловленных замещением.

Если же корзина состоит из большого числа представителей без доминирования каких-либо из них, причем рост цен на них существенно различается, то имеются основания ожидать масштабных измерительных проблем и, в частности, смещений. Вообще, чем более агрегирован сводный индекс и чем менее однородна совокупность индивидуальных индексов, тем больших измерительных проблем можно ожидать.

Особого внимания заслуживают два правых столбца табл. 2.4. Самый правый столбец дает первое приближение различий в оценках роста цен с конца 1992 г. (т.е. даже без учета 1992 г., включая либерализацию цен, когда рост цен был самым высоким) по конец 1996 г. по прямым индексам Ласпейреса и Пааше. Расчеты показывают колоссальный масштаб таких различий: индекс Ласпейреса дает оценку роста потребительских цен, более чем на 60% превышающую оценку роста цен по индексу Пааше. Это отражает масштаб произошедших сдвигов в структурах цен и потребительских расходов и обусловливает необходимость использования сцепленных индексов вместо прямых. Сопоставление расхождений оценок роста цен при сдвижке весовой базы на 4 года (правый столбец табл. 2.4) с совокупностью четырех расхождений оценок роста цен при сдвижке весовой базы на 1 год показывает, что смещения последовательных лет не компенсируют друг друга. Это означает, что процессы замещения развивались в целом поступательно.

Второй столбец справа в табл. 2.4 показывает различия между сцепленными индексами Ласпейреса и Пааше. Рост цен за 1993-1996 гг. (без учета 1992 г., включая и либерализацию цен) по методике ИПЦ, т.е. в первом приближении по сцепленному индексу Ласпейреса, превышает рост цен по соответствующему ему индексу Пааше на 28%. С учетом данных за 1991-1992 гг. это расхождение могло бы значительно увеличиться, как об этом свидетельствуют результаты для 1992 г., полученные по усеченному массиву.

Сопоставление в табл. 2.4 чувствительностей оценок роста цен к сдвижке весовой базы для агрегатных индексов и индексов на основе среднего геометрического не оставляет сомнений в том, что в данном случае для 1992-1993 гг. лучше подходили индексы на основе среднего геометрического, с 1994 г. по чувствительности к сдвижке весовой базы они в первом приближении сравнялись с агрегатными индексами. Так, обновление весов в 1992 г. для всех товаров и услуг привело к росту геометрического индекса всего на 0.7%, тогда как значение агрегатного индекса снизилось при этом в полтора раза. Меньшая чувствительность геометрического индекса к сдвижке весовой базы в 1992-1993 гг. означает, что лежащее в его основе предположение о том, что с изменением цен на товары (услуги)представители их объемы изменяются так, что соответствующие им доли стоимости остаются неизменными, в эти годы было более адекватным, чем лежащее в основе использования агрегатных индексов предположение об отсутствии влияния изменения цен на динамику объемов. Поскольку при использовании большого шага по времени предпочтительнее является та аппроксимация, которая более адекватно учитывает характер имевшего место замещения между представителями44, то для 1992-1993 гг. предпочтение явно должно быть отдано использованию индексов на основе среднего геометрического. Как видно из табл. 2.4, в дальнейшем характер этой См. также (Forsyth, Fowler, 1981).

взаимосвязи изменился и чувствительности к сдвижке весовой базы для обоих типов индексов в первом приближении сравнялись.

2.7. Чувствительность ИПЦ к выбору индексной формулы Итак, можно считать установленным, что проблема измерения роста потребительских цен в России за период реформ имеет тот же масштаб, что и проблема проведения долгосрочных сопоставлений в сравнительно стабильной экономике45. Лишь один 1992 г. или 1993 г., и даже один январь 1992 г. (включающий момент либерализации цен) в задаче оценивания роста цен следует рассматривать как долгосрочные периоды времени (см. также табл. 2.2).

2.7.1. Более точные индексные формулы Смещение, обусловленное замещением на верхнем уровне построения индекса потребительских цен, как показывает табл. 2.4, может составлять десятки процентов. Поэтому вопрос выбора формулы для шага по времени сцепленного индекса имеет чрезвычайную важность. Как показывают два левых столбца табл. 2.4, в методике расчета ИПЦ в 1992-1993 гг. использован очень крупный шаг по времени. Поскольку нет возможности уменьшить шаг по времени (доступны системы весов только с годичным шагом), то единственным способом повышения точности является использование других индексных формул.

Выбор индексных формул ограничивается составом исходных данных.

В нашем случае исходные данные заданы ценами pnj и весами wnj, отражающими структуру потребительских расходов соответствующего календарного года, и соответствующими примерно его середине. Проведенный выше анализ показывает, что методы первого порядка не могут обеспечить в данном случае приемлемой точности, поэтому будем использовать более Причем принципиальное отличие нашего случая состоит в том, что в России такое сопоставление может быть необходимо не только для удовлетворения научного интереса, но и для решения конкретных практических задач, таких как индексация обесценившихся вкладов населения или пересчет долгов третьих стран России, унаследованных ей от СССР. Это обусловлено тем, что колоссальные проблемы измерения роста цен накапливаются в российской переходной экономике за чрезвычайно короткий промежуток времени, не превышающий времени жизни одного поколения людей.

точные формулы второго порядка. С этой целью можно было бы использовать сцепленный индекс Торнквиста j wnj +wn -N pnj (2.10) IT,T1 = pnj n=1 j - или сцепленный индекс Фишера 1 pnj wnj -j N pnj -(2.11) IT,T1 =, pnj n= wnj - j pnj однако для построения этих индексов необходима информация о весах в узлах tn, т.е. на границах календарных лет. Так как эта информация недоступна, то сцепленные индексы Фишера и Торнквиста не могут быть построены.

Поскольку имеющиеся в нашем распоряжении веса wnj примерно соответствуют середине календарного года, то будем использовать индексные формулы, в которых веса соответствуют середине шага по времени. Индексы с весами в полуцелых узлах tn-1/2, т.е. в середине шага по времени, обеспечивают примерно вдвое более высокую точность по сравнению с соответствующими им индексами, использующими информацию о весах в узлах tn46. Вместо сцепленного индекса Торнквиста (2.10) будем использовать индекс wnj N pnj (2.12) IT,T1 =, pnj n=1 j - а вместо сцепленного индекса Фишера (2.11) - индекс Подробнее см. (Бессонов, 2003a).

1 pnj wnj j N pnj -(2.13) IT,T1 =.

pnj n= wnj - j pnj Таким образом, по тем же исходным данным, по которым строится ИПЦ (2.1), можно построить более точные индексы, обеспечивающие второй порядок аппроксимации индекса Дивизиа.

Проведенный выше анализ показывает, что для 1992-1993 гг. использование формул на основе среднего геометрического явно предпочтительнее, чем на основе среднего арифметического (см. табл. 2.4 и рис. 2.6), в последующие же годы оба вида средних были примерно равноценны. Поэтому в качестве основы для дальнейших сопоставлений будем использовать индекс (2.12).

2.7.2. Влияние выбора индексной формулы на оценки роста цен Влияние выбора формулы расчета ИПЦ на оценки роста цен за различные годы иллюстрирует табл. 2.5. Первый вариант формулы (строки «а» в табл. 2.5) соответствует методике ИПЦ и дает контрольные индексы. Таким образом, для первой формулы методика расчетов полностью соответствует методике расчета ИПЦ, единственное различие состоит в меньшей степени охвата представителей (см. табл. 2.3,а,б). Поэтому, сравнивая оценки роста цен при использовании других формул с оценкой для первого варианта формулы, можно делать суждения о том, насколько изменились бы оценки ИПЦ, если бы они были проведены с использованием других формул.

Результаты показывают, что методика построения ИПЦ приводит к возникновению значительного смещения, обусловленного замещением на верхнем уровне построения индекса. Это смещение является значительным как в индексе по всем товарам и услугам в целом, так и в индексах для отдельных укрупненных групп товаров и услуг, за исключением алкогольных напитков (в силу доминирования в них одного представителя - водки), причем оно действует в целом в сторону завышения. По всем товарам такое смещение составляет более 25% в 1992 г., а в 1993 г. смещение по всем товарам и услугам составляет 8.4%. Затем его величина резко снижается, заметным оно остается лишь для продовольственных товаров в 1995 г. Общая величина смещения контрольного индекса по сравнению с индексом (2.12) за 1992-1996 гг., как показывают приведенные в табл. 2.5 (строка «д» для всех товаров и услуг) результаты, составляет свыше 35%.

Pages:     | 1 |   ...   | 7 | 8 || 10 | 11 |   ...   | 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.