авторефераты диссертаций БЕСПЛАТНАЯ БИБЛИОТЕКА РОССИИ

КОНФЕРЕНЦИИ, КНИГИ, ПОСОБИЯ, НАУЧНЫЕ ИЗДАНИЯ

<< ГЛАВНАЯ
АГРОИНЖЕНЕРИЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ


Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |

«Р О С С И С К А Я Ф Е ДЕ Р А Ц И Я МИ Н И С Т Е Р С Т В О О Б Р А З О В А Н И Я И Н А У К И Ф Е Д Е Р А Л Ь Н О Е А ГЕ Н Т С Т В О П О О Б Р А З О В А Н ...»

-- [ Страница 5 ] --

103001, К= = 1, 72885, В отличие от коэффициента роста, темп роста (Тр) выражает процентное отношение показателя какого-либо явления изучаемого периода к показателю базисного периода. Другими словами, темп роста равен коэффициенту роста, умноженному на 100.

Следовательно, темп роста экспорта внешней торговли РФ в 2000 г.

по сравнению с 1999 г. будет равен:

Тр = Кр100 = 1,413 100 = 141,3% В зависимости от величины показателей коэффициент роста может быть больше единицы, а темп роста превышать 100%, когда величина явления изучаемого периода больше величины базисного периода и быть меньше единицы или 100%, когда величина явления изучаемого периода меньше величины базисного периода.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Темп прироста равен темпу роста минус 100.

В вышеуказанном примере темп прироста экспорта России в 2000 г. по сравнению с 1999 г. равен 41,3% (141,3-100). В случае, если темп роста ниже 100%, темп прироста будет иметь отрицательную величину.

Следует отметить, что один и тот же процент прироста скрывает за собой разные абсолютные значения. В связи с этим в практике анализа динамических рядов внешней торговли важно определять абсолютное значение (содержание) 1 % прироста Y А= Т пр где А - абсолютное значение 1% прироста;

Y- абсолютный прирост показателей статистических рядов;

Тпр - темп прироста этих показателей.

Так, абсолютное значение 1% прироста экспорта РФ в 2000 г. по сравнению с 1999 г. составит:

103001,8 72885,2 30116, А= = = 729 млн.долл.

41,3 41, Еще проще абсолютное значение 1% прироста может быть рассчитано как сотая часть предыдущего или базисного уровня или базисный уровень изучаемого периода, (предшествующий деленный на 100). В нашем примере предшествующий уровень по отношению к изучаемому периоду (2000 г.) будет экспорт 1999 г., т.е.

72885,2 млн. долл. Тогда абсолютное значение 1% прироста экспорта РФ в 2000 г. по сравнению с 1999 г. составит ту же величину 729 млн.

долл. (72885,2/100). Следовательно, для того чтобы увеличить экспорт РФ в 2000 г. всего на 1%, необходимо обеспечить его абсолютный прирост на 729 млн. долл. Для сравнения отметим, что абсолютное значение 1% прироста экспорта РФ в 2000 г. в 2,7 раза превышает весь экспорт СССР в 1940 г. (266 млн. долл.). В 2001 г.

абсолютное значение 1% прироста уже превысило 1 млрд. долл.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Вышеизложенное показывает важность расчета этого показателя для более глубокого анализа динамических рядов.

Для анализа динамических рядов необходимо определять среднегодовые коэффициенты, среднегодовые темпы роста и среднегодовые темпы прироста. Для исчисления указанных величин используют формулу средней геометрической, которая имеет следующий вид:

К = n k1 k 2... k n где K - средний коэффициент роста;

k1, k2, kn - коэффициент роста за отдельные периоды (годы);

n - число периодов.

Например, имеются данные о темпах роста экспорта России в страны дальнего зарубежья за отдельные годы (периоды), % к предыдущему году:

1992 г. - 83, 1993 г. - 104, 1994 г.-116, 1995 г.-127, Необходимо найти среднегодовые коэффициенты роста, темпы роста и темпы прироста экспорта РФ за 1992-1995 гг., т.е. за 4 года.

Используя вышеприведенную формулу, находим среднегодовой коэффициент роста за период 1992-1995 гг.:

К = 4 0,883 1,045 1,161 1,278 = 4 1,292 = 1, тогда среднегодовой темп роста за рассматриваемый период будет:

Т р = К 100 = 1,066 100 = 106,6% темп прироста:

Т пр = Т р 100 = 106,6 100 = 6,6% PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Таким образом, за период 1992-1995 гг. в среднем в год экспорт РФ в страны дальнего зарубежья увеличивался на 6,6%.

На практике не всегда имеются данные о темпах роста за каждый отдельный период. В этом случае средние коэффициенты или темпы роста могут быть исчислены по данным о начальном и конечном уровнях по формуле y К = n y где К - среднегодовой коэффициент роста;

у1 - величина явления изучаемого (текущего) периода;

у0 - величина явления базисного периода;

n - показатель числа членов ряда.

Рассмотрим пример. Имеются данные об экспорте РФ в страны дальнего зарубежья (вне СНГ), млрд. долл.:

1995г.- 65,7;

1998 г- 58,9;

2000г.- 89,2.

Определить среднегодовые коэффициенты, темпы роста, темпы прироста экспорта РФ в страны дальнего зарубежья за период 1995 1998 гг. и 1995-2000 гг. Используя вышеприведенную формулу, получим:

58,9 К 1998 = 4 1 = 0,856 = 0, 65, Т р = 96,4% Т пр = 3,6% В 1996-1998 гг. в среднем в год экспорт России в страны дальнего зарубежья сокращался на 3,6%.

89,2 К 2000 = 61 = 1,358 = 1, 65, Т р = 106,3% PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Т пр = 6,3% В целом же в 1995-2000 гг. среднегодовые темпы прироста экспорта РФ в страны дальнего зарубежья составили 6,3%.

Определенный интерес представляет сопоставление за этот же период темпов прироста экспорта нашей страны и международной торговли в целом.

В 2000 г. мировой экспорт составил 6040 млрд. долл., а в 1995 г.

— 5024 млрд. долл. В результате среднегодовые темпы роста мировой торговли за этот период были 103,7%, а темпы прироста 3,7% ( 5 6040 5024 100 ).

Как уже отмечалось, для анализа развития внешней торговли целесообразно применять следующие относительные величины сравнения:

•коэффициент эластичности внешнеторгового оборота;

•экспортная квота;

•коэффициент физических условий товарообмена (торговли);

•коэффициент структурной специализации.

Коэффициент эластичности внешнеторгового оборота получают путем деления показателя темпов роста (прироста) внешнеторгового оборота (экспорта) страны за определенный период времени на показатель темпа роста (прироста) промышленного производства (валового внутреннего продукта) страны за тот же период времени.

Коэффициент эластичности внешнеторгового оборота характеризует темпы роста внешней торговли в сравнении с темпами роста промышленного производства (валового внутреннего продукта).

Необходимо подчеркнуть, что указанный коэффициент, рассчитанный за определенный период времени, имеет экономический смысл лишь в том случае, если темпы роста внешней торговли за анализируемый период рассчитываются в сопоставимых PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com (неизменных) ценах. В случае если они приводятся в текущих ценах, то сравнивать темпы роста внешней торговли с темпами роста валового внутреннего продукта или промышленного производства неправомерно, так как динамика валового внутреннего продукта и промышленного производства исчисляется в сопоставимых ценах.

Различный принцип стоимостной оценки этих показателей делает их несопоставимыми.

В целях отражения реального положения произведем расчет коэффициента эластичности внешнеторгового оборота нашей страны в 2000 г. по сравнению с 1990 г. За рассматриваемый период экспорт РФ в страны дальнего зарубежья увеличился в сопоставимых ценах на 82,8% (темп роста 182,8%). Валовой внутренний продукт РФ за тот же период сократился на 37,7% (темп роста 62,3%).

Коэффициент эластичности внешнеторгового оборота составил 2,9 (182,8/62,3). Указанный коэффициент свидетельствует о том, что при серьезном спаде ВВП РФ в 1991-2000 гг. внешнеэкономические связи нашей страны успешно развивались: темпы роста экспорта за этот период в 2,9 раза превысили темпы роста ее ВВП.

Одним из важнейших показателей участия страны в международном разделении труда является экспортная квота — отношение экспорта страны к валовому внутреннему продукту.

Экспортная квота по отдельным товарам определяется как отношение экспорта товара к его производству. В 2000 г. экспортная квота РФ достигла значительной величины - 34% (103/300).

Коэффициент физических условий товарообмена является довольно распространенным показателем при анализе эффективности внешней торговли и анализе товарной структуры в некоторых зарубежных странах.

Этот показатель характеризует снижение или повышение материалоемкости экспортных товаров с увеличением или PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com уменьшением в их стоимости доли затрат квалифицированного труда под влиянием изменения качества и степени обработки в сравнении с импортными товарами. Он определяется как соотношение между средней ценой за тонну (единицу) импортированных товаров и ценой за тонну (единицу) экспортируемых товаров, или, другими словами, сколько тонн (единиц) товаров необходимо экспортировать за одну тонну (единицу) импортированных товаров. Соотношение, равное (или меньшее) единице, является благоприятным. Расчет указанного показателя приведен в табл. 7.1 (данные таможенной статистики).

Разработанный автором показатель - коэффициент структурной специализации — может быть использован для анализа степени участия страны в международном разделении труда по какой-либо товарной позиции (группе). Коэффициент структурной специализации представляет собой отношение между показателями удельного веса определенной группы товаров в экспорте и производстве страны. Этот показатель должен быть больше единицы для товаров с высокой степенью обработки, например продукции машиностроения. В СССР в 1990 г. коэффициент структурной специализации составлял 0, (удельный вес машин и оборудования в экспорте 18%, доля машиностроения в общем производстве промышленной продукции 21%). В настоящее время этот коэффициент в России резко сократился, почти в 2 раза, составив в 2000 г. всего лишь 0, (рассчитано как отношение доли экспорта машиностроения в общем экспорте РФ (8,6%) к доле машиностроения в общем объеме производства (18,6%). Это значительно ниже уровня ФРГ, США (1,5), так и среднемирового уровня (1,05), что свидетельствует о крайне недостаточном участии Российского машиностроения в международном разделении труда.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Таблица 7. Экспорт и импорт Российской Федерации легковых автомобилей, автобусов и стиральных машин в 2000 г.:

Наименова Экспорт Импорт Коэффицие ние количе- стоимо цена за Количе Стои- цена за нт товара единиц с-тво, мость, единиц физических ство, сть условий шт. тыс.дол у, шт. тыс. у, товарообме л. долл. долл. долл.

на Легковые 67797 208818 3080 57474 37039 6444 2, автомобил и Автобусы 322 4356 18528 3527 82434 23372 1, Стираль- 3535 233 65,9 116534 36328 311,7 4, ные машины Для необработанных товаров коэффициент структурной специализации должен быть ниже Однако для топливно 1.

энергетических товаров этот показатель составил в России в 2000 г.

значительную величину 1,85 (1,7 в г.) Это показывает гипертрофированное участие России в международном разделении труда этой отрасли.

Кроме относительных величин, широкое применение в анализе внешней торговли находят средние величины, к которым прежде всего относятся средняя арифметическая, средняя гармоническая, средняя геометрическая (рассмотрена ранее при анализе динамических рядов).

Средняя арифметическая является наиболее распространенным видом средних. Средняя арифметическая может быть простой и взвешенной.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Допустим, что имеются следующие данные о ценах на пшеницу в долларах:

январь — 184, февраль — 183, март- 182, апрель — 182, май - 182, июнь- 181,9.

Необходимо вычислить среднюю цену за пшеницу за I полугодие (январь - июнь). Для этого необходимо суммировать цены за месяцев и полученный итог разделить на 6:

184, 2 + 183,1 + 182,9 + 182,8 + 182, 4 + 181, = 182,9долл.

Если обозначить через х1, х2,…,хn отдельные значения изме няющихся (варьирующих или осредняемых) признаков, через n - число единиц совокупности и через х - среднюю, то х1 + х 2 +... + х n x Х= = n n Предположим, что объединение (предприятие) закупило в разное время три партии комплектующих деталей:

Количество, шт. Цена, долл./шт.

30000 12000 5000 Необходимо определить среднюю цену 1 детали в трех партиях.

Если для этой цели применим приведенную ранее формулу, т.е.

суммируем три цены и разделим полученную сумму на три, то будет допущена ошибка. Дело в том, что количество закупаемых деталей в отдельных партиях было неодинаково, а количество деталей в PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com партиях обязательно необходимо принять в расчет при определении средней цены.

В данном случае цена товара (деталей) является варьирующим признаком, или вариантой, обозначается х.

(осредняемым) Количество единиц, обладающих варьирующим признаком, называется весом, или частотой, и обозначается/. В данном примере весом является количество деталей в партиях. В этом примере средняя определяется следующим образом: умножается значение каждого варьирующего признака на его вес. Затем полученные произведения суммируются и полученная сумма делится на сумму частот В результате получается формула средней (весов).

арифметической взвешенной:

xf х1 f 1 + х 2 f 2 +... + х n f n Х= = f f 1 + f 2 +... + f n где Х - средняя арифметическая взвешенная;

х1, х2,..., хn - отдельные значения осредняемых признаков, или варианты;

f 1, f 2,..., f n - веса, или частоты, осредняемых признаков.

Тогда средняя цена 1 детали в трех партиях определится следующим образом:

3 30000 + 4 12000 + 5 5000 X= = = 3,47долл.

30000 + 12000 + 5000 В статистике умножение варьирующего (осредняемого) признака на вес называется взвешиванием, поэтому исчисленная (частоту) средняя называется средней арифметической взвешенной.

Большое значение в аналитических целях имеет определение средней арифметической взвешенной курса валют, так как изменение курса валют, особенно доллара по отношению к другим валютам, оказывает влияние на величину внешнеторгового оборота РФ и его динамику.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Приведем данные о торгах на Московской межбанковской валютной бирже в 2001 г.:

Объем Курс рубля к Август продаж/торгов, доллару млн. долл.

1 29,28 90, 2 29,30 96, 3 29,33 99, Определим средний курс рубля к доллару на период 1— августа 2001 г.

Курс рубля к доллару — осредняемый признак, объем продаж — вес.

Тогда средний курс рубля к доллару определяется:

xf х1 f 1 + х 2 f 2 +... + х n f n Х= = f f 1 + f 2 +... + f n 29,28 90,9 + 29,30 96,5 + 29,33 99,8 руб.

X= = 29, 90,9 + 96,5 + 99,8 долл.

Средняя арифметическая взвешенная применяется в том случае, если взвешивание, т.е. умножение осредняемого признака на его вес, имеет экономический смысл и реальное значение. Так, умножая цену одной детали на количество деталей в партии, мы определяем стоимость всей партии деталей;

умножая курс рубля к доллару на объем продаж в миллионах долларов США, находим объем продаж на бирже в рублях. Если же взвешивание не дает реального значения, формула средней арифметической взвешенной для нахождения средней не применяется.

Имеются следующие данные о торгах на ММВБ в 2002 г.:

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Курс рубля к Объем торгов, Август доллару, млн. руб.

руб./долл.

1 31,45 2 31,52 3 31,55 Вычислим средний курс рубля к доллару с 1 по 3 августа 2002 г.

Из примера следует, что варьирующим (осредняемым) признаком х является курс рубля к доллару с 1 по 3 августа, а весами (частотами) служат объемы торгов.

Очевидно, что средней арифметической взвешенной рассчитать средний курс рубля к доллару не представляется возможным, так как умножение варьирующего признака х (курса рубля) на вес f (объем торгов в рублях) дает величину, не имеющую реального значения (экономического смысла). Объем торгов в миллионах рублей уже получен умножением объема торгов в долларах на курс рубля к доллару, поэтому дальнейшее умножение (взвешивание) объема торгов в рублях на курс рубля к доллару является бессмысленным.

Чтобы получить правильное решение, необходимо первоначально определить объем торгов в миллионах рублей на ММВБ с 1 по 3 августа, а затем объем торгов в миллионах долларов за тот же период, и разделить первую величину на вторую. Для этого необходимо применить формулу средней гармонической, которая имеет следующий вид:

f f 1 + f 2 +... + f n = = Х ГАРМ f1 f 2 fn f x + +... + x1 x 2 xn В нашем примере:

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com 1890 + 1496 + 1962 5321 руб.

X= = = 31, 1890 1469 1962 168,9 долл.

+ + 31, 45 31,52 31, Рассмотрим следующий пример. Три партии товара куплены по разным ценам (20, 30 и 50 долл.). Общая стоимость первой партии — 10000 долл., второй - 20000 долл., и третьей - 40000 долл.

Необходимо определить среднюю цену единицы товара.

В данном примере осредняемый (варьирующий) признак — цена товара, а вес стоимость партий. Средней арифметической взвешенной здесь воспользоваться нельзя, так как уменьшение варьирующего признака на его вес не имеет (взвешивание) экономического смысла. Используя среднюю гармоническую, мы получаем искомый результат:

f 10000 + 21000 + 40000 X= = = = 35,5 руб.

10000 21000 40000 500 + 700 + f x + + 20 30 Очевидно, что в числителе мы определили стоимость в долларах всех трех партий товаров, в знаменателе - общее количество закупленного товара. Делением стоимости партий товаров на общее количество закупленного товара определяется средняя цена единицы товара.

Изменение курсов валют влияет на стоимостную оценку мировой торговли и внешней торговли РФ. Поэтому определение средних курсов валют и их соотношение имеет большое значение для анализа внешнеторгового оборота страны.

Вместе с тем при определении среднего курса доллара, евро или других валют к рублю или другим валютам не всегда известны объемы продаж (т.е. веса). В этом случае может быть применен метод определения среднего курса валют с использованием в качестве весов дней действия определенного курса валюты. Так, в мае 2002 г.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com установлены следующие официальные курсы рубля по отношению к доллару:

Период Число дней Курс рубля к времени доллару действия курса 1-8 8 31, 9-13 5 31, 14-16 3 31, 17-22 6 31, 23 1 31, 24 1 31, 25-28 4 31, 29 1 31, 30-31 2 31, В данном случае средний курс рубля к доллару определяется по формуле среднеарифметической взвешенной, где осредняемые (варьирующие) признаки (х) - отдельные значения курса доллара к рублю, а веса (f) — дни действия отдельных значений курса. Тогда средний курс рубля к доллару будет равен (руб.):

xf 31,20 8 + 31,21 5 + 31,25 3 + 31, 26 6 + 31,27 + 31,28 + 31,29 4 + 31,30 + 31,31 Х= = f руб.

= 31, долл.

В апреле рассчитанный таким методом курс составил 31,17, а в июне - 31,40. Тогда средний курс рубля к доллару за II квартал 2002 г.

можно определить по формуле среднеарифметической простой:

х = 31,17 + 31,24 + 31,40 = 93,81 = 31,27 руб.

Х= n 3 3 долл.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Аналогично определяется среднегодовой курс как средне арифметическая простая из средневзвешенных месячных курсов.

Таким образом, относительные и средние величины широко используются в статистическом анализе внешней торговли и, как уже отмечалось, в определении такого важнейшего показателя, как степень участия страны в международном разделении труда, или степень вовлеченности страны в мирохозяйственные связи.

К числу статистических показателей степени участия страны в международном разделении труда можно отнести следующие:

1)показатели динамики внешнеторгового оборота, экспорта, импорта (коэффициенты роста, темпы роста и прироста, а также средние коэффициенты роста, средние темпы роста и прироста);

2) коэффициенты эластичности внешнеторгового оборота;

3) объем внешней торговли на душу населения (табл. 7.2);

4) доля страны в мировой торговле (табл. 7.3);

5) экспортная квота как в целом по стране, так и по отдельным отраслям и товарам (доля экспорта в производстве), а также доля импорта в потреблении;

коэффициент структурной специализации и некоторые другие 6) показатели.

Таблица 7. Внешнеторговый оборот на душу населения, долл. США:

Страна 1985 1990 1996 1 2 3 4 США 2426 3645 5413 ФРГ 5038 9514 11928 Япония 2525 4227 6043 Франция 3724 7809 9645 Великобритания 3721 7140 9616 PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Италия 2975 6105 7651 Канада 6163 8780 12550 Нидерланды 9220 17257 24356 Гонконг 10968 28772 60222 Бельгия - 10750 23058 30113 Люксембург Китай 66 99,5 235 Республика 1496 3149 6170 Корея Сингапур 19179 42066 70821 Испания 1457 3706 5704 Швеция 6715 12967 18214 Россия* 614 779 905 Швейцария 8991 19970 21216 Австралия 2940 4572 6834 Австрия 5000 11700 15432 Таиланд 317 1005 2200 Дания 6685 13106 17490 Норвегия 8566 14449 19011 Бразилия 266 373 663 677** Индонезия 176 265 457 445** Ирландия 5758 12694 23916 Финляндия 5480 10736 13895 * 1985 и 1990 гг. данные по СССР;

** В 2000 г.

Источник. Рассчитано по: Monthly Bulletin of Statistics. 1991, август;

1997, октябрь;

2002, июнь, октябрь.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Таблица 7. Доля отдельных стран в мировой торговле (экспорт страны, % к мировому экспорту):

Страна 1985 1990 1995 1996 США 11,7 11,4 11,7 12,0 12, ФРГ 10,0 11,9 10,2 10,0 9, Япония 9,4 8,4 8,9 8,0 7, Франция 5,3 6,1 5,7 5,6 5, Великобритания 5,4 5,4 4,8 5,0 4, Китай 1,4 1,8 3,0 2,9 4, Канада 4,8 3,7 3,8 3,9 4, Италия 4,2 4,9 4,6 4,5 4, Нидерланды 3,5 3,8 3,9 3,8 3, Гонконг 1,6 2,4 3,5 3,5 3, Бельгия - 2,8 3,4 3,4 3,21 3, Люксембург Республика 1,6,9 2,5 2,5 2, Корея Сингапур 1,2,5 2,4 2,4 2, Испания 1,3,6 1,8 2,0 2, Россия* 4,5 3,0 1,6 1,7 1, Швеция 1,6,7 1,6 1,6 1, Швейцария 1,4,9 1,6 1,5 1, Ирландия 0,5 0,7 0,9 0,9 1,3** Австрия 0,9 1,2 1,1 1Д 1, Таиланд 0,4 0,7 1,1 1,1 1, Австралия 1,2 1,1 1,1 1,2 1, Бразилия 1,3 0,9 0,9 0,9 1, Индонезия 1,0 0,8 0,9 0,9 1,0** Дания 1Д 1,0 1,0 1,0 0, PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Норвегия 1,0 1,0 0,8 1,0 0, Финляндия 0,7 0,8 0,8 0,8 0, *1985 и 1990 гг. данные по СССР, с 1995 г. - по России. За период 1985-1990 гг. доля России во внешнеторговом обороте СССР в среднем составляла 74%, в том числе экспорт — 79%, импорт — 69%.

**В 2000 г.

Источник. Рассчитано по: Monthly Bulletin of Statistics, 1997, июнь;

2002, июнь, октябрь.

О возрастании доли внешней торговли в экономике РФ свидетельствует экспортная квота, которая в 2000 г. составила 34% по сравнению с 7-8% в бывшем СССР (в конце 1980-х годов). Означает ли это, что Россия достигла высокого уровня участия в международном разделении труда? Положительный ответ дать нельзя. Доля России в мировой торговле в настоящее время составляет лишь 1,7%, в середине 1980-х годов — 4,5% (табл. 7.3). По объему экспорта Россия занимает 15-е место в мире, значительно уступая по этому показателю большинству промышленно развитых стран. По объему внешнеторгового оборота Россия входит только в число 20 стран. Объем внешней торговли на душу населения в РФ составляет около тысячи долларов, что примерно в 10 раз меньше, чем в большинстве развитых стран (что видно из данных табл. 7.2).

7.2. НЕКОТОРЫЕ НАПРАВЛЕНИЯ ИСПОЛЬЗОВАНИЯ ИНДЕКСНОГО МЕТОДА В АНАЛИЗЕ ВНЕШНЕЙ ТОРГОВЛИ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ Можно выделить две группы проблем, решение которых способствует эффективному развитию внешнеэкономических связей.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com • Во-первых, это проблемы, пути решения которых в принципе известны, но требуют определенных экономических, организационных и технических мероприятий как на уровне всего народного хозяйства РФ, так и на отраслевом уровне. К их числу относятся:

совершенствование системы управления, улучшение структуры внешнеторгового оборота, развитие высокоэффективных форм внешнеэкономических связей, усиление воздействия внешней торговли на ускорение научно-технического прогресса, повышение эффективности производства в стране.

• Во-вторых, это чисто теоретико-методологические проблемы, решение которых направлено на разработку методов анализа эффективности внешнеэкономических связей.

Вполне очевидно, что выбор конкретных путей решения первой группы проблем делает необходимым тщательный экономический анализ на базе достаточно точных экономических показателей. В этой связи велика роль количественных показателей, в частности, в выявлении количественного влияния отдельных факторов на развитие внешней торговли РФ. Однако аналитическое значение этих показателей во многом зависит от совершенства применяемой методологии их расчета.

Одним из эффективных методов, способствующих решению указанной задачи, является индексный метод. Опираясь на труды советских и зарубежных ученых, автором сделана попытка значительно расширить аналитические возможности индексного метода и его значение в анализе основных тенденций развития внешней торговли РФ. При этом использована аналитическая концепция индексов, особенно отчетливо представленная в статьях и монографиях В. Е. Адамова, Г. И. Бакланова, Б. И. Карпенко, Л. С.

Казинца, Н. В. Перегудова, С. М. Югенбурга, К. Адомович-Кубас, Т.

Отто, Г. Гротте, И. Хорски и др.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Для большего прояснения вопроса в первую очередь остановимся на сущности индексов. Латинское слово индекс (index) означает показатель, указатель. Индексами называют относительные показатели изменения экономических явлений во времени или в пространстве. Из этого определения видны две особенности индексов как статистических показателей.

Во-первых, при расчетах индексов абстрагируются от абсолютного размера явления. Так, в 2001 г. по сравнению с 2000 г.

темп роста (индекс стоимости) импорта РФ со всеми странами и Зимбабве практически составил одну и ту же величину - 122%, т.е.

увеличился на 22%. Однако, несмотря на одинаковую величину индекса стоимости, по абсолютному объему прирост импорта РФ имеет разное значение: со всеми странами — 7649 млн. долл., с Зимбабве - лишь 6 млн. долл. В связи с этим индексные расчеты необходимо дополнять вычислениями абсолютных размеров изменений изучаемого экономического явления.

Во-вторых, не всякая относительная величина является индексом, а лишь та, которая характеризует изменение экономических явлений во времени или в пространстве (территориальные индексы).

Поэтому такие относительные величины, как товарная структура экспорта и импорта, удельный вес групп стран в общем внешнеторговом обороте СССР за определенный период времени, хотя и представляют собой относительные показатели, но не являются индексами, так как не характеризуют изменение изучаемого явления ни во времени, ни в пространстве.

Практически индексы определяются как для простых, так и для сложных явлений. В связи с этим различаются индивидуальные и общие, или сводные, индексы.

Индивидуальный индекс характеризует изменение отдельных элементов сложного явления. Вычисление такого индекса не PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com представляет каких-либо трудностей и проводится путем деления одной величины на другую. Например, Российская Федерация экспортировала в 2001 г. 159,7 млн. т. нефти, в 2000 г. — 144,5 млн. т.

Отношение к равное или будет 159,7 144,5, 1,105, 110,5%, индивидуальным индексом физического объема экспорта нефти. Или средняя цена одной тонны нефти, экспортированной Россией в г., равна 152,1 долл., в 2000 г. - 175,2 долл. Отношение 152,1 к 175,2, равное 0,868, или 86,8%, является индивидуальным индексом средней цены на нефть.

Индивидуальные индексы применяются довольно часто. Однако в экономическом анализе гораздо большее распространение имеют индексы, характеризующие изменение явления в целом, т.е. сводные индексы. Например, индекс стоимости экспорта РФ во все страны в 2001 г. по отношению к 2000 г. равен 96,2%, т.е. экспорт РФ в 2001 г.

сократился по сравнению с 2000 г. на 3,8%.

В процессе экономического анализа могут использоваться различные индексные формы: агрегатная с постоянными и пере менными весами величинами), (фиксированными среднегармоническая и среднеарифметическая. Наиболее употребительной формой индексов является агрегатная форма.

Подробно указанные индексные формы будут рассмотрены ниже.

Важное значение при исчислении индексов имеет выбор базы — периода, по сравнению с которым исследуется изменение изучаемого явления. В зависимости от этого существуют два способа исчисления индекса — базисный и цепной.

Если отчетные величины за ряд периодов или за один период подвергаются сравнению с каким-либо одним постоянным периодом, принятым за 100%, то в этом случае индексы называются базисными.

Индексы, рассчитанные путем сравнения отчетной величины с данными за предшествующий период, называются цепными.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com От цепного индекса можно перейти к базисному. Для этого необходимо последовательно перемножить показатели цепного индекса.

В свою очередь, разделив два базисных индекса, можно получить цепной. Методы перехода от цепных индексов к базисным и от базисных к цепным будут рассмотрены в данном разделе.

Общая стоимость экспорта (импорта) за какой-либо период представляет собой сумму стоимостей всех ввезенных или вывезенных товаров, полученную путем перемножения показателя количества товара, выраженного в натуральных единицах измерения (штуки, тонны, куб. м), на его цену.

Стоимость товаров, как уже рассматривалось, подсчитывается по ценам контрактов, приведенным к единому базису, а именно: по экспорту - к ценам фоб, по импорту - к ценам сиф.

Во внешнеторговой статистике принято обозначать индивидуальную цену товара р, а его количество - q. Общая стоимость экспортированного (импортированного) товара определится как произведение цены на количество товара, а стоимость всех товаров выражается формулой: pq, где - знак суммы.

На практике наибольшее применение получили агрегатные сводные индексы ценности (стоимости), физического объема и средних цен. Эти индексы рассчитываются по формулам:

pq I ст = (7.1) p 0 q p q0 I ф. о = (7.2) p0 q p q I ср.ц = (7.3) p 0 q где Iст - индекс стоимости;

Iф.о - индекс физического объема;

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Iср.ц - индекс средних цен;

p0 и р1 - цена единицы товара соответственно в базисном и отчетном периоде;

q0 и q1 - количество товара в базисном и отчетном периоде.

Эти индексы находят применение во внешней торговле для расчета влияния двух факторов на общую стоимость экспорта и импорта, изменения цен и физического объема. Индекс стоимости представляет собой соотношение стоимости экспортированных или импортированных товаров за отчетный и базисный периоды времени в текущих ценах. Исчисление этого индекса не представляет затруднений и проводится на основе имеющихся данных за отчетный и базисный периоды.

На величину индекса стоимости влияют изменения в физическом объеме экспортируемых или импортируемых товаров, изменения в ценах на товары, а также структурный фактор.

Для определения влияния изменения физического объема и цен на общее увеличение товарооборота внешней торговли рассчитываются индексы физического объема и индексы средних цен.

Для исчисления индекса физического объема (формула 7.2) влияние изменения цен на этот индекс исключается путем оценки экспорта или импорта товаров в отчетном и базисном периоде по одним и тем же постоянным (сопоставимым) ценам одного периода (базисным ценам).

Полученный таким путем индекс позволит ответить на вопрос об изменении в отчетном периоде стоимости экспорта (импорта) по сравнению с базисным периодом в случае, когда цены на экспортируемые товары оставались бы без (импортируемые) изменений.

Для исчисления индекса средних цен (формула 7.3) сопоставляется отчетная стоимость экспорта (импорта) со стоимостью PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com отчетного количества экспортированных товаров по ценам базисного периода. Индекс средних цен указывает на изменение стоимости экспорта за счет изменения цен постоянном (импорта) (при физическом объеме товаров).

Методику расчета вышеуказанных индексов рассмотрим по данным табл. 7.4.

Таблица 7. Экспорт РФ основных товаров топливно-энергетической группы в 1999 и 2000 гг.:

1999 стои- стоимость, млн. долл.

коли- мость коли- в текущих в ценах Наименован честв, млн. чество ценах г.

ие о долл.

товара р0 q0 р1 q1 р 0 q q0 q Нефть 134,9 14157 144,5 25319 сырая, млн. т Автомобиль 2101 274 4191 941 ный бензин, тыс.т Дизельное 23557 2818 23934 5456 топливо,тыс.

т Топочный 26652 1794 28251 3171 мазут, тыс.т Газ 205,3 11352 193,8 16644 природный, млрд.м PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Уголь 28178 461 43423 1143 каменный тыс.т Итого 30856 52674 Источник. Составлена по данным таможенной статистики и Госкомстата РФ pq отчетного периода и базисного ( p 0 q 0 ) Стоимость товаров определяется путем суммирования стоимости каждого товара в отчетном и базисном периоде. Тогда индекс стоимости определяется следующим образом:

pq 25319 + 941 + 5456 + 3171 + 16644 + 1143 = 1,707, или 170,7% I ст = = = p q 14157 + 274 + 2818 + 1794 + 11352 + 461 0 Абсолютный прирост стоимости рассматриваемых товаров равен:

ст = p1 q1 p 0 q 0 = 52674 30856 = 21818 млн.долл.

Однако для исчисления индексов физического объема и средних цен по формулам (7.2 и 7.3) кроме имеющихся стоимостей товаров отчетного ( p1 q1 ) и базисного периодов ( p 0 q 0 ) необходимо иметь стоимость товаров отчетного периода в ценах базисного периода ( p0 q1 ). Эти условные показатели по каждому товару отсутствуют, как правило, в статистических публикациях, их необходимо рассчитывать умножением количества товаров изучаемого (отчетного) периода (в специфических единицах измерения штуках, тоннах, метрах и т.п.) на средние цены за единицу аналогичного товара в базисном периоде.

Средние цены получают путем деления фактической стоимости товара, экспортированного в периоде, (импортированного) предшествующем отчетному (базисному), на его количество в базисном периоде, выраженное в натуральных единицах измерения.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Так, средняя цена 1 т нефти в 1999 г. (базисном периоде) составит 104,94 долл. (14157/134,9), а стоимость экспорта нефти в 2000 г. в ценах 1999 г. ( p0 q1 ) - 15164 млн.долл. (104,9 144,5).

Аналогичные расчеты производятся по другим товарам. В результате получаем:

p q 15164 + 547 + 2863 + 1902 + 10716 + 710 0 = 1,034 или 103,4% I ф.о = = = p q 14157 + 274 + 2818 + 1794 + 11352 + 461 0 Физический объем экспорта указанных в табл. 7.4 товаров увеличился на 3,4%, что означает, что если бы экспортные цены на эти товары в 2000 г. против 1999 г. не изменились, то стоимость экспорта этих товаров возросла в 2000 г. на 3,4%.

Разность числителя и знаменателя показывает, на какую сумму возросла стоимость экспорта анализируемых товаров за счет изменения их физического объема:

ф.о = p 0 q1 p 0 q 0 = 31902 30856 = 1046 млн.долл.

pq = 1,651 или 165,1% I ср.ц = = p q 0 Цены на рассматриваемые товары увеличились в 2000 г. против 1999 г. на 65,1 %, в результате стоимость экспорта этих товаров возросла за счет роста их цен на 65,1%. В этом случае абсолютный прирост экспорта за счет цен составит:

цен = p1 q1 p 0 q1 = 52674 31902 = 20772 млн.долл.

Таким образом, только за счет роста цен в 2000 г. на указанные товары получена огромная сумма — 20,8 млрд. долл. (что составило 68% от фактических доходов федерального бюджета).

Следует отметить, что на стоимость 6 анализируемых товаров приходилось в г. всего экспорта РФ. На основе 2000 51% вышеприведенного индексного расчета можно проанализировать рост стоимости экспорта товаров. Стоимость экспорта рассмотренных товаров увеличилась в 2000 г. по сравнению с 1999 г. на 70,7% PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com (Iст= 170,7%). Это увеличение стоимости произошло за счет роста физического объема этих товаров на 3,4% (Iф.о = 103,4%) и роста цена = на них на 65,1% (Icp.цен 165,1%). Из общего абсолютного прироста экспорта анализируемых товаров 21818 млн. долл. получено млн. долл. за счет роста физического объема и 20772 млн. долл. за счет роста цен. Таким образом, подавляющая часть прироста стоимости экспорта была получена за счет роста цен - (95,2%) и лишь 4,8% - за счет роста физического объема.

Указанные факторы роста (цена и физический объем) не являются единственными, вызывающими изменение экспорта. На стоимость экспорта или импорта влияют как структурные и ассортиментные сдвиги в экспорте и импорте товаров, так и изменение географической структуры, изменение валютных курсов.

Методы выявления количественного влияния этих факторов будут рассмотрены в дальнейшем.

Использованные формулы по которым были (7.1—7.3), рассчитаны индексы, называются агрегатными (от слова «агрегат» соединенный, собранный). В числителе и знаменателе этих формул соединены несоизмеримые количества разных товаров (нефть, газ, уголь и т.д.). Однако с помощью стоимостной оценки стало возможно соизмерение этих товаров.

При расчете индексов физического объема и средних цен был применен принцип элиминирования, сущность которого в следующем:

принимаются неизменными все составляющие компоненты сложного явления, кроме исследуемого. Этим устраняется (элиминируется) их влияние. Так, при расчете индексов физического объема устранено влияние изменения цен, т.е. цены приняты неизменными, а при расчете индекса средних цен устранено влияние изменения физического объема.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Те величины, которые в расчетах индексов за определенный период времени остаются неизменными (р0 в индексе физического объема и q1 в индексе средних цен), называются соизмерителями, или весами, а иногда фиксированными величинами. То, что сопоставляется в индексе, называется индексируемой величиной. В индексе средних цен индексируемой величиной является цена товара, а в индексе физического объема — количество товара.

Сущность индексного метода состоит в применении принципа элиминирования при нахождении составляющих сложного явления.

Следует отметить, что элиминирование можно производить двумя способами. Показатели, влияние которых устраняется, принимаются в расчет неизменными на уровне базисного периода либо на уровне отчетного периода. Так, индекс средних цен можно рассчитывать по формуле (7.3) pq I ср.ц. = p q а можно по формуле (7.4) p1 q 0 I ср.ц. = (7.4) p q Обе эти формулы с теоретической точки зрения одинаково приемлемы, так как выражают изменение цен при условии, что в количественном выражении объем экспорта (импорта) остается на постоянном уровне.

Однако в формуле (7.4) в качестве «весов» приняты количества отчетного периода (q1), которые при расчете индексов из года в год будут меняться вместе с изменением этого периода. Индексы, исчисленные по этой формуле, являются индексами с переменными весами (переменной базой сравнения).

Во втором случае в качестве весов при исчислении индексов цен приняты количества (q0) базисного (постоянного) периода. Такие PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com индексы представляют собой индексы с постоянными весами (постоянной базой сравнения).

В практике статистики внешней торговли индексы средних цен с постоянными весами не нашли достаточно широкого распространения вследствие того, что определяют интересующее влияние изменения цен по товарам, торговля которыми осуществлялась в базисном (прошлом) периоде. В то же время индексы средних цен с переменными весами характеризуют реальное влияние изменения цен на товарооборот в отчетном периоде.

Аналогично индекс физического объема можно рассчитать, как изложено выше, по формуле (7.2) p q 0 I ф. о = p q 0 или по формуле (7.5) pq I ф. о = (7.5) pq 1 В целях обеспечения взаимосвязи индексов индекс физического объема рассчитывается по формуле (7.2), т.е. с постоянными весами (р0). Тогда систему взаимосвязанных индексов можно выразить следующей формулой:

p q p q pq 0 1 11 = p q p q p q 0 0 0 1 0 т.е. произведение индекса физического объема на индекс средних цен позволит исчислить индекс стоимости:

I ст = I ф.о I с.ц (7.6) Система взаимосвязанных индексов дает возможность проверить правильность расчета отдельных индексов, количественно определить факторы, повлиявшие на увеличение товарооборота, а также, что важно, по двум известным индексам найти величину неизвестного.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Исходя из данных табл. 7.4 и общего увеличения стоимости товаров в 2000 г. по сравнению с 1999 г. на 70,7%, а физического объема - на 3,4%, определим индекс средних цен этих товаров за рассматриваемый период времени:

I ст 170, I ср.цен = = 100 = 165,1% I ф.о 103, По индексам стоимости и средних цен исчислим индекс физического объема по следующей формуле:

I cт I ф. о = I ср.цен Эта взаимосвязь имеет большое практическое значение. В статистических публикациях о внешней торговле РФ и международной торговле приводятся, как правило, стоимостные итоги о внешней торговле в текущих ценах и данные о росте физического объема.

Используя систему взаимосвязи индексов (формула 7.6), можно определить изменение цен в торговле. Так, имеются данные о мировой торговле (табл. 7.5).

Таблица 7. Мировой экспорт, млрд. долл. США:

1990 1995 1996 Все страны мира 3451 5024 5208 Индексы 154 208 219 физического объема мирового экспорта (1980 г. - 100) Источник. Пискулов Ю. В., Сельцовский В. Л. Мировая экономика и торговля: Стат. справочник. - М: 4-й филиал Воениздата, 1998;

Monthly Bulletin of Statistics. 2002 июнь, октябрь.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com На основе этих данных можно определить изменение средних цен мирового экспорта (индекс средних цен) 1995 г. к 1990 г., 1996 г. к 1995 г., 2000 г. к 1995 г., а также за другие периоды. Вначале определяем самый простой для расчета индекс стоимости мирового экспорта:

= 1,456 или 145,6% = I ст = 1,037 или 103,7% = I ст Затем определяем индекс физического объема за рассматриваемые периоды времени:

= 100 = 135,1% I ф.о = 100 = 105,3% I ф.о Тогда, пользуясь системой взаимосвязи индексов, найдем изменение цен мирового экспорта средних цен) за (индексы анализируемые периоды времени:

I ст 145, = = 100 = 107,7% I I ф.о 135, ср.ц Средние мировые цены в 1995 г. по сравнению с 1990 г.

возросли на 7,7%, в 1996 г. по сравнению с 1995 г. они снизились на 1,5% (103,7/105,3 • 100 = 98,5%). В абсолютном выражении прирост мирового экспорта в 1995 г. по сравнению с 1990 г. в 1573 млрд. долл.

был вызван ростом физического объема ( p 0 q1 p 0 q 0 ) на млрд. долл. (5024/1,077 - 3451) и ростом цен ( p1 q1 p 0 q1 ) на млрд. долл. (5024 - 5024/1,077).

Аналогично можно провести факторные аналитические расчеты по изменению мирового экспорта в 2000 г. по сравнению с 1995 г. и за другие периоды.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Для расчета агрегатных индексов необходимо иметь данные о количестве и стоимости товаров в отчетном и базисным периодах. В случае отсутствия части указанных данных используются средние индексы - среднеарифметические и среднегармонические. Средние индексы — это индексы, вычисленные как средняя величина из индивидуальных индексов.

Агрегатный индекс физического объема может быть преобразован в среднеарифметический:

p q q 0 I ф.о =, iф.о = (7.7) p q q 0 отсюда q1=iф.оq0, где iф - индивидуальный индекс физического объема.

Заменив в формуле (7.7) q1 на iф 0q0, получим формулу среднеарифметического индекса физического объема:

p q p i q 0 1 0 ф.о I ф.о = = (7.8) p q p q 0 0 0 Таким образом, среднеарифметический индекс физического объема представляет собой среднюю арифметическую из индивидуальных индексов физического объема, взвешенных по стоимости экспорта или импорта товаров базисного периода (q0p0).

Для преобразования агрегатного индекса средних pq ) в средний гармонический используем индивидуальный ( I ср.ц = p q 0 p1 p индекс индексируемой величины (цены) i ср.ц = отсюда р 0 = 1, где p0 i ср.ц i ср.ц (i p ) - индивидуальный индекс средних цен. Заменив в формуле pq агрегатного индекса средних цен I ср.ц = величину равной ей P p q 0 p величиной получим формулу среднегармонического индекса цен:

i ср.ц PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com pq I ср.ц = (7.9) pq i ср.ц Проведем расчеты среднеарифметического и среднегармонического индекса по данным из табл. 7.6. Данные табл.

7.4 отличаются от данных табл. 7.6 тем, что последние приведены без количества анализируемых товаров, однако имеются рассчитанные индивидуальные индексы физического объема и средних цен по каждому рассматриваемому товару. В связи с этим целесообразно применить среднеарифметическую и среднегармоническую формулы (7.8 и 7.9).

Таблица 7. Индивидуальные индексы физического объема и средних цен в 2000 г. по экспорту основных товаров топливно-энергетической группы РФ (1999=100) Наименование Стоимость, Индексы товара млн. долл. 2000, % США к 1999* 2000 Физии средни х чекого цен объем а Нефть сырая 14157 25319 107,1 167, Автомобильный 274 941 199,5 171, бензин Дизельное 2818 5456 101,6 190, топливо Топочный мазут 1794 3171 106,0 166, PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Газ природный 11352 16644 94,4 155, Уголь каменный 461 1143 154,1 160, Для более точного расчета эти * индивидуальные индексы приняты с более высокой степенью округления.

i q p 1,071 14157 + 1,995 274 + 1,016 2818 + 1,06 1794 + 0,944 11352 + 1,541 ф. о I ф.о = = = q p 14157 + 274 + 2818 + 1794 + 11352 + 0 = 100 = 103,4% Мы получили тот же результат, что и при расчете данных табл.

7.4 агрегатным индексом физического объема.

Среднегармонический индекс средних цен будет равен:

pq 25319 + 941 + 5456 + 3171 + 16644 + 1143 I ср.ц = = = 100 = 165,1% pq 25319 941 5456 3171 16644 1143 i + + + + + 1,67 1,719 1,906 1,668 1,553 1, ср.ц В среднем цены по экспорту на основные топливно энергетические товары возросли на 65,1% (получим тот же результат, что и при расчете по агрегатной формуле индекса средних цен по данным табл. 7.4).

Расчет сводных индексов по экспорту, импорту и внешнеторговому обороту страны основывается на тех же методологических приемах, которые были изложены выше при исчислении индексов для шести товаров (см. табл. 7.4, 7.6). Однако во внешней торговле Российской Федерации обращаются более 10 тыс.

товаров, и такие расчеты, естественно, механизированы и выполняются с помощью компьютерных технологий.

Еще в годы автором была усовершенствована 1980-е методология расчета индексов и разработана новая Методология исчисления индексов физического объема и цен внешней торговли PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com СССР, утвержденная ЦСУ СССР и МВТ СССР 30 марта 1982 г. № 14 04/48А.

Совершенствование методологии заключалось в ряде направлений. Первое направление совершенствования индексного метода заключалось в осуществлении перехода от расчета базисных индексов к цепным.

Как уже отмечалось, важное значение для индексного анализа имеет выбор периода, по сравнению с которым исследуется изменение изучаемого явления. В зависимости от этого рассчитывается базисный или цепной индекс. Следует отметить, что в ряде случаев базисный метод не может быть применен из-за невозможности ассортиментной сопоставимости товаров в длительных периодах, особенно в товарных группах с высокой степенью обработки.

В этом главный недостаток базисного метода расчета индексов, который усугубляется с увеличением разрыва во времени между текущими и базисными периодами: появляются новые товары, которых не было в базисном периоде, и, наоборот, те товары, которые экспортировались в базисном периоде, (импортировались) отсутствуют в текущем. Это уменьшает количество товаров, принимающих участие в расчете, и снижает его точность. Цепной метод значительно увеличивает представительность (репрезентативность) расчета по сравнению с базисным. Это видно из расчетов, приведенных в табл. 7.7.

Доля товаров, участвующих в исчислении индексов к общей стоимости экспорта и импорта (репрезентативность) больше по всем товарным разделам при расчете цепным методом по сравнению с базисным. В целом по экспорту это превышение составило 2,1%, а в импорте - 7,9%.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Таблица 7. Репрезентативность при расчете индексов внешней торговли СССР по основным товарным разделам базисным и цепным методом в 1990 г.:

Наименование Экспорт Импорт разделов по базисны цепной базисны цепной ЕТНВТ й метод й метод метод метод (1989=1 (1989= (1985=1 00) (1985=1 0) 00) 00) 1. Машины, 32,7 40,1 35,1 43, оборудование и транспортные средства 2. Топливо, 98,7 99,5 78,2 89, минеральное сырье, металлы 3. Химические 90,3 97,6 81,9 92, продукты, удобрения, каучук 4. Строитель- 89,2 97,5 52,8 74, ные материа лы и детали 5. Сырье и 97,7 98,6 75,3 88, продукты его переработки (неп PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com родовольствен ные) 6. Сырье для 98,9 99,8 93,5 94, производства пищевых товаров 7. Пищевкусо- 96,0 97,0 80,8 94, вые товары 8. Промышлен- 66,4 71,4 38,0 41, ные товары народного потребления Итого 75,1 77,2 58,6 66, Источник. Рассчитано автором по материалам Главного планово экономического управления бывшего Министерства внешнеэкономических связей СССР.


Если говорить о репрезентативности товаров в целом по экспорту и импорту, то она составила 72% при расчете цепных индексов и 67% — при расчете базисных. Примерно такие же соотношения существуют в настоящее время при расчетах цепных и базисных индексов. Поэтому более точное выявление влияния отдельных факторов на развитие внешней торговли будет достигнуто при расчете индексов цепным методом, и с 1977 г. расчет индексов внешней торговли в нашей стране стал проводиться этим методом.

Следует отметить, что методологические положения по статистике ООН предусматривают расчет индексов как цепным, так и базисным методом. Однако большинство стран мира рассчитывают индексы PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com цепным методом, что способствует хорошей репрезентативности, от 60 до 95%.

В практике экономико-статистического анализа внешней торговли важным вопросом является переход от цепных индексов к базисным и, наоборот, от базисных к цепным. Значение этого вопроса состоит в необходимости определения не только изменения физического объема внешней торговли за промежуток в несколько лет, но и финансовых последствий изменения цен при расчетах цепным методом. Вместе с тем в теории статистики нашей страны и зарубежной этот вопрос не нашел должного отражения. Переход от цепных индексов к базисным в большинстве стран осуществляется упрощенным методом путем последовательного перемножения сводных агрегатных индексов экспорта (импорта) за каждый год.

Таблица 7. Экспорт РФ в страны дальнего зарубежья Стоимость, Индексы, % Год млрд. цепные базисные долл. США 1995 65,7 100 1996 71,9 109,4 109, 1997 69,2 96,3 105, 1998 58,9 85,1 89, 1999 62,3 105,8 94, 2000 89,3 143,0 135, 2001 84,7 94,9 128, Такая практика применяется в нашей стране. Так, имеются данные об экспорте РФ в страны дальнего зарубежья (табл. 7.8).

Базисный индекс 1998 г. (при базе 1995=100) подсчитывается следующим способом:

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com I 1998 = (1,094 0,963 0,851) 100 = 89,6% В свою очередь, разделив два базисных индекса, определяют цепной:

I 128, I 2001 = = 100 = 94,9% I 2000 135, Точность таких расчетов вызывает определенные сомнения. Во первых, переход от цепных агрегатных индексов средних цен с переменными весами к базисным путем умножения цепных индексов с арифметической точки зрения не дает индекс базисный:

p q p q p q p q p q p q 11 2 2 3 3 4 4 5 5 5 = p q pq p q p q p q p q 0 1 1 2 2 3 3 4 4 5 0 Что же касается произведения агрегатных индексов с постоянными весами, то арифметически оно равно индексу базисному. Так, перемножив цепные индексы физического объема за каждый год пятилетки, получается базисный индекс:

q q q q q q p1 p0 p0 p0 p0 p 0 2 3 4 5 = q q q q q q p0 p0 p0 p0 p0 p 0 1 2 3 4 Поэтому целесообразно вначале осуществить переход от цепных индексов физического объема к определенному базисному индексу (последовательно перемножив цепные индексы физического объема). Базисный же индекс средних цен находится производным путем — делением базисного индекса стоимости за соответствующий период на найденный базисный индекс физического объема за тот же период.

Кроме того, эти расчеты верны при неизменной товарной и географической структуре на протяжении нескольких лет, что, как правило, не встречается во внешней торговле. Следует подчеркнуть, что изменения в структуре внешней торговли значительно большие, чем в структуре производства и потребления. Вследствие наличия PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com структурных сдвигов произведение индексов не только с переменными, но и с постоянными весами не будет равно базисному индексу.

В случае больших структурных изменений базисный индекс средних цен, рассчитанный таким способом, может иметь неточности.

Для более точного расчета необходимо пересчет цепных индексов в базисные производить в разрезе каждой товарной группы и групп стран. Базисные же индексы в целом для экспорта и импорта в этом случае определяются как средневзвешенные из базисных индексов товарных групп.

Второе направление совершенствования индексного метода заключалось в улучшении отбора товаров для расчета индексов.

Расчет индексов во внешней торговле производится, как уже было отмечено, на основе средних цен набора товаров. В мировой статистике используются два основных метода расчета изменения цен. Первый метод заключается в расчете цен на товары представители, точно определенные по ассортименту, сорту и качеству. Полученный индекс называется индексом цен. Второй метод состоит в расчете средних цен для определенных товарных позиций товарной номенклатуры внешней торговли. Средняя цена каждого товара находится путем деления стоимости этого товара на его количество, взятое из статистических отчетов по внешней торговле.

При исчислении индексов внешней торговли в мировой статистике применяется как первый, так и второй методы.

В статистике внешней торговли СССР и РФ метод расчета цен на основе товаров-представителей не нашел распространения. Этот метод очень трудоемок, а эффект от его применения не покрывает высокую трудоемкость. Правильность выбора товаров представителей зависит от профессиональной подготовки сотрудников.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Преимущества метода средних цен следующие:

1) небольшая стоимость исследования;

2) простота расчета;

3) возможность разработки и получения разнообразных данных за короткий срок (квартал);

4) высокий процент охвата товаров (репрезентативности).

Метод средних цен не требует дополнительной отчетности. Все расчеты основаны на данных, собираемых в рамках информационной системы статистики внешней торговли РФ, а это позволяет все расчеты выполнять с помощью компьютерных технологий.

Однако пригодность и достоверность средних цен в качестве показателей изменения цен может ограничиваться степенью однородности и стабильностью состава отдельных товаров, для которых исчисляются средние цены. В этом основной недостаток расчета метода средних цен. Поэтому была поставлена задача совершенствовать этот метод и дополнить его в отношении тех областей, где результаты могут быть подвержены ошибкам.

В целях совершенствования исчисления индексов методом средних цен в статистике внешней торговли СССР отбор товаров для расчета с 1977 г. стал осуществляться по товарным субпозициям (товары с семизначными шифрами ЕТН) и только при отсутствии в отчетности расшифровки товаров по субпозициям брались товарные позиции (товары, имеющие пятизначные шифры ЕТН).

До 1977 г. основная масса товаров отбиралась по товарным позициям. Так, например, позиция станки токарно 10003 — карусельные была представлена в расчете и включала в себя другие товарные субпозиции. Напротив, при расчете сводных индексов в г. эта позиция представлена более детализированной номенклатурой: 1000301 - станки карусельные одностоечные, — станки карусельные двухстоечные.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Таким детальным отбором товаров-представителей обеспечивается обоснованное выявление влияния цен на общее увеличение внешнеторгового оборота, так как при этом исключается влияние структурных сдвигов в пределах позиции, которые могут быть значительными, что подтверждается данными, из табл. 7.9. Из этой таблицы видно, что цены на станки карусельные одностоечные и станки карусельные двухстоечные возросли при экспорте в страны члены СЭВ соответственно на 8,0 и 1,6%. Несмотря на рост цен на каждую из товарных субпозиций, средняя цена в целом на товарную позицию — станки токарно-карусельные - снизилась на 19,4%.

На первый взгляд кажется, что цена на каждый из двух товаров, входящих в позицию, возросла, а в среднем по двум товарам (по позиции) снизилась (табл. 7.9).

Таблица 7. Экспорт СССР токарно-карусельных станков в страны - члены СЭВ в 1981 и 1982 гг.:

Шифр Наимен Индек 1981 ование с средн количе стоим средн количе стоимость, средн яя ство, ость, яя ство, тыс. руб.

их цена, шт. тыс. цена, шт. в в текущ ценах цен, % тыс.ру руб. тыс.

б. руб. их 1981 г.

ценах Станки 10003 144,7 62 8969 116,6 69 8044 9982 80, токарно карусел ь-ные PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com 100030 Станки 95,2 40 3809 102,8 62 6376 5874 108, карусел ь ные одно стоечны е 100030 Станки 234,5 22 5160 238,3 7 1668 1642 101, карусел ь ные двух стоечны е Источник. Материалы Главного планово-экономического управления бывшего Министерства внешнеэкономических связей СССР.

Однако это не так. В экспорте 1982 г. в составе субпозиций, входящих в товарную позицию станки токарно-карусельные, произошли изменения за счет увеличения удельного веса станков карусельных одностоечных (экспорт увеличился с 40 до 62 шт. в г.), средняя цена за 1 шт. которых (95,2 тыс. руб.) значительно ниже станков карусельных двухстоечных (234,5 тыс. руб.). Экспорт же более дорогих станков уменьшился за этот периода с 22 до 7 шт. Рост удельного веса станков карусельных одностоечных и снижение двухстоечных в общей стоимости станков токарно-карусельных резко уменьшил среднюю цену последней, в результате индекс средних цен, рассчитанный по усредненной пятизначной позиции, уменьшился на 19,4%.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Действительный же рост средних цен на товары вышеуказанной позиции можно определить только при расчете индекса цен на товары, входящие в состав семизначной субпозиции.


Как было отмечено ранее, агрегатный индекс средних цен с переменными весами рассчитывается по формуле (7.3):

p q I ср.ц = p 0 q где p0 - цена единицы товара в базисном периоде р1 - цена единицы в отчетном периоде;

q1 - количество товара в отчетном периоде.

6376 + 1668 = 1,066 или 106,6% I ср.ц = = 95,2 62 + 234,5 7 Следовательно, без учета влияния структурных сдвигов средние цены по экспорту в страны — члены СЭВ станков токарно карусельных повысились в 1982 г. по сравнению с 1981 г. на 6,6%.

Структурные сдвиги уменьшили среднюю цену на 24,4%.

Влияние структурных сдвигов на индекс средних цен определяется как отношение индекса средних цен с учетом влияния структурных сдвигов, т.е. рассчитанного по пятизначной позиции, к индексу средних цен без учета влияния структурных сдвигов, т.е.

рассчитанному по семизначным субпозициям, входящим в состав позиции:

80, I стр = 100 = 75,6% 106, Тот же результат будет получен на основе следующей формулы:

p q p q 0 1 0 I стр = q q где Iстр - индекс структурных сдвигов.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com В результате 7546 8969 109, = 0,756 или 75,6% I стр = = 69 62 144, Таким образом, если бы индекс средних цен рассчитывался по укрупненной позиции, имеющей пятизначный шифр ЕТН - станки токарно-карусельные, то структурные сдвиги исказили бы индекс средних цен и показали бы его уменьшение на 24,4%.

Переход к расчету индексов по субпозициям (товарам, имеющим семизначный шифр ЕТН), т.е. по наиболее детализированной товарной номенклатуре, в значительной степени устранил искажающее влияние товарных структурных сдвигов на сводный индекс средних цен внешней торговли СССР.

В настоящее время при расчете индексов внешней торговли в Государственном таможенном комитете (ГТК) РФ товары отбираются по многим товарным группам по наиболее детализированной номенклатуре ТНВЭД России, что в значительной степени устраняет влияние товарных структурных сдвигов на индексные расчеты.

Для улучшения отбора товаров для расчета индексов большое значение имеет разработанный автором метод отбора товаров товарной группировки «машины, оборудование и транспортные средства». Качественная и структурная несопоставимость для товаров этой группировки может значительно искажать результаты расчетов индексов. Примененный метод отбора товаров представителей в целях достижения однородности и сопоставимости отбираемых товаров в группировке «машины, оборудование и транспортные средства» (подробно изложен в 1-й главе настоящего пособия) повысил достоверность результатов индексных расчетов внешней торговли СССР Этот метод, как уже отмечалось, был включен в Методологию исчисления индексов физического объема и цен внешней торговли СССР, утвержденную ЦСУ СССР и МВТ СССР.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Следует отметить, что Государственный таможенный комитет стал осуществлять ведение статистики с 1994 г. Первые годы индексы внешней торговли по товарным группам не рассчитывались. Однако в настоящее время при расчете индексов, в частности по товарной группировке «машины, оборудование и транспортные средства», вышеуказанный метод не используется. В результате полученные индексы искажены за счет качественной и структурной несопоставимости отбираемых в расчет товаров. Так, по данным таможенной статистики индексы средних цен по экспорту РФ машин и оборудования в 2000 г. по сравнению с 1999 г. составили 84,9%, т.е.

за год снизились на 15,1%, а по импорту за соответствующий период снизились на 25,9% (Iср.ц = 74,1%), т.е. снизились за один год на 1/4.

Соответственно завышены индексы физического объема. Такой динамики цен в мировой торговле в 2000 г. не наблюдалось, и, несомненно, такой результат вызван отбором несопоставимых товаров при расчете.

Наряду с устранением искажающего влияния структурных товарных сдвигов на сводные индексы средних цен внешней торговли СССР была проведена значительная работа по выявлению влияния структурных изменений на сводные показатели развития этой важной отрасли национальной экономики. Это явилось третьим направлением совершенствования индексного метода.

На индекс средних цен оказывают влияние не только структурные товарные сдвиги, но и географические, т.е. изменения в распределении экспорта товаров по странам, (импорта) произошедшие в отчетном периоде, а также ассортиментные, влияние которых практически нельзя устранить. Поэтому важно выявлять эти влияния, которые бывают весьма существенны для сводных индексов средних цен, темпов роста внешней торговли в стоимостном выражении, а следовательно, для показателей ее эффективности.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Вопросы выявления влияния структурных изменений на общие результаты внешней торговли до 1980-х годов не были разработаны и недостаточно освещались в советской экономической литературе.

В 1981 г. автором была разработана методика выявления количественного влияния структурного фактора на рост средних цен, объема товарооборота внешней торговли.

Для простого изложения разработанной методики воспользуемся условными данными табл. 7.10.

Для определения индекса средних цен по приведенным товарам можно воспользоваться двумя методами: расчетом по группам стран и отдельным странам.

При расчете индекса средних цен по группам стран по первому методу исходят из средних цен на отдельные товары по группам стран, не принимая во внимание разделение по странам. Средняя цена 1-го товара по трем странам в отчетном периоде определяется как отношение фактической стоимости товара, экспортированного в три страны в отчетном периоде, к его количеству:

pq р1 = = = 167,1долл.

q а в базисном периоде - как отношение итоговой фактической стоимости товара, экспортированного в три страны в базисном периоде, к его количеству:

p q 0 р0 = = = 159,4долл.

q Аналогично определяется средняя цена для 2-го и 3-го товара в отчетном и базисном периоде: 60,8 и 49,7 долл., 1423и 1384 долл.

Индекс средних цен по трем товарам рассчитывается по формуле (7.За):

р q I ср.ц = (7.3а) р 0 q PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com где р1 - средняя цена за единицу товара в текущем (отчетном) периоде по группе стран;

р 0 - средняя цена за единицу товара в базисном периоде по группе стран;

q1 - количество товаров в отчетном периоде.

Таблица 7. Экспорт отдельных товаров в распределении по странам (данные условные):

Товар/ Предыдущий (базисный Отчетный год Индиви страна год) дуальны количес средняя стоимос количес средняя стоимо й индекс тво, цена, ть, тыс. тво, цена, сть, средних т (q0) долл. долл. т (q1) долл. тыс.

цен, долл.

(P0) (p0q1) (P1) р1 (p1q1) % р0 1. 11000 159,4 1754 10300 167,1 1721 Товар - всего В том числе по странам :

А 2800 165 462 2800 170 476 103, Б 5800 140 812 3600 140 504 100, В 2400 200 480 3900 190 741 95, 2. Товар 45300 49,7 2253 46600 60,8 2834 122, — всего PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com В том числе по странам :

А 8300 60 498 18100 70 1267 116, Б 18900 45 850 19100 55 1050 122, В 18100 50 905 9400 55 517 100, 3. Товар 1350 1384 1869 1400 1423 1993 102, — всего В том числе по странам :

А 430 1425 613 450 1480 666 103, Б 520 1300 676 540 1355 732 104, В 400 1450 580 410 1450 595 100, Всего 5876 1721 + 2834 + 1993 = 1,111 или 111,1% I ср.ц = = (159, 4 10300) + (49,7 46600) + (1384 1400) При расчете индекса средних цен по отдельным странам в расчет принимаются цены на товары, сложившиеся по странам и не усредненные по группам стран. Для этого составим вспомогательную таблицу (табл. 7.11).

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Таблица 7. Расчет индекса средних цен по странам (данные условные):

Средняя Стоимос цена по ть в странам Количест ценах в во в базисног базисно Товар Страна отчетном о м году, т года, году, тыс.

(q1) долл.

долл.

(pос) (росq1) А 1-й 2800 165 Б 3600 140 В 3900 200 Итого 10300 169,5 А 2-й 18100 60 Б 19100 45 В 9400 50 Итого 46600 51,8 А 3-й 450 1425 Б 540 1300 В 410 1450 Итого 1400 1384 Всего Источник. Составлено по данным табл. 7.10.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Вычислим индекс средних цен по формуле р q 1с I ср.ц = р 0с q где p1c - средняя цена за единицу товара по странам в отчетном году;

p0c - средняя цена за единицу товара по странам в базисном году.

1721 + 2834 + 1993 = 1,074 или 107,4% I ср.ц = = 1746 + 2415 + 1938 Как видно, существует разница меду двумя индексами, рассчитанными двумя методами: в первом случае индекс средних цен по трем товарам увеличился на 11,1%, во втором - лишь на 7,4%.

Это расхождение объясняется изменением географического распределения экспорта. За счет того что доля страны В, где средняя цена 1-го товара больше, чем в странах А и Б, в экспорте РФ в отчетном году по сравнению с базисным увеличилась, а доля страны Б, где средняя цена 1-го товара ниже, чем в других странах, уменьшилась, средняя цена 1-го товара в отчетном году возросла.

Аналогичная ситуация произошла в торговле 2-м товаром.

Что же касается 3-го товара, то здесь доля стран в его экспорте не изменилась в отчетном периоде по сравнению с базисным, и, следовательно, географическая структура не повлияла на изменение средней цены 3-го товара. Так, если рассчитать индекс средних цен по 3-му товару первым и вторым методами, результат будет одинаковый:

1993 = 1,028 или 102,8% I ср.ц = = 1384 1400 1993 = 1,028 или 102,8% I ср.ц = = 1425 450 + 1300 540 + 1450 410 Таким образом, по всем трем товарам индекс средних цен в чистом виде составил 107,4, т.е. экспортные цены в странах А, Б и В возросли на 7,4%.

С учетом изменения доли стран в экспорте РФ 1-го и 2-го товаров цены возросли не на 7,4%, а на 11,1%. Разделив 1-й из PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com полученных индексов на 2-й, можно определить размер повышения цен за счет изменения географической структуры:

111, I геогр.стр = 100 = 103,4% 107, Этот индекс можно исчислить и непосредственно по формуле р q 0c = 1,034 или 103,4% I геогр.стр = = p q 0 Следовательно, изменение географического распределения экспорта из РФ товаров по странам в отчетном периоде по сравнению с базисным привело к увеличению средних цен на 3,4%. Следует отметить, что географическая структура может оказать значительное влияние на рост цен.

Из рассмотренного примера ясно, что расчет индексов средних цен по странам позволяет определить изменение средних цен физического объема товарооборота и условий торговли по отдельным странам, а также выявить влияние географической структуры торговли на изменение цен и очистить таким путем изменение средних цен внешней торговли РФ в целом от структурно-географического фактора.

Рассмотрев первую форму влияния структурного фактора, оказываемого на изменение среднего уровня цен, считаем необходимым остановиться на его второй форме. Влияние структурного фактора проявляется в изменении не только среднего уровня, но и среднего темпа роста.

Например, мы рассчитываем сводный индекс средних цен по стране. Если в отчетном периоде по сравнению с базисным повысится удельный вес товаров, цены на которые возросли значительно сильнее (имеют более высокий индекс), то за счет одного этого обстоятельства сводный индекс средних цен по стране увеличивается. Следовательно, определение структурного фактора в PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com его первой форме, влияющего на средний уровень (изменение соотношения товаров с различной эффективностью, географической структуры), будет недостаточным без расчета влияния на сводный индекс средних цен (темп роста цен) повышения (понижения) удельного веса товаров с различными значениями индивидуальных индексов цен.

Разграничение указанных двух форм влияния структурного фактора не делалось ранее в статистике внешней торговли нашей страны. В экономической статистике нет также ясности по этому вопросу. Эти две формы обычно называются общей рубрикой «индекс структуры».

Однако два процесса — влияние на средний уровень и на средний темп — имеют разное экономическое содержание, выявление и анализ которых должны происходить по-разному. Кстати, необходимо различать эти два процесса и терминологически: в первом случае имеются в виду структурные сдвиги, во втором ассортиментные сдвиги. Влияние структурных сдвигов на индекс средних цен происходит в связи с изменением удельного веса однородного товара с более низкой или более высокой ценой;

изменением удельного веса отдельных стран в торговле этими товарами. Что же касается влияния ассортиментных сдвигов, то оно сказывается по группе разных видов товаров через изменение соотношения товаров, цены на которые повышены или понижены (с высоким или низким темпом изменения цен).

Рассмотрим методику расчета индекса ассортиментных сдвигов по данным табл. 7.10. Как уже было указано, при расчете индекса средних цен по экспорту товаров в разбивке по странам была использована формула индекса средних цен с весами (количествами) отчетного периода (формула 7.36):

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com p q 1с = 1,074 или 107,4% I ср.ц = p 0с q Если же применить формулу индекса средних цен с «весами»

(количествами) базисного периода, то получим:

p q 1с I ср.ц = p 0с q (формула 7.4), то результат будет иной:

476 + 812 + 456 + 581 + 1039 + 995 + 636 + 705 + 580 = 1,069 или 106,9% I ср.ц = = 5876 Очевидно, обе эти формулы с экономической точки зрения отвечают на один и тот же вопрос, как изменится стоимость экспорта (импорта) за счет изменения только цен при условии, что в количественном выражении объем экспорта (импорта) остается на постоянном уровне.

Однако за счет того, что в первом случае в расчет был принят набор товаров отчетного года, а во втором - базисного года, возникла разница в исчисленных двух индексах, вызванная влиянием ассортимента экспортированных (импортированных) товаров.

Соотношение двух разновзвешенных индексов средних цен и отражает это влияние, т.е. представляет собой индекс ассорти ментных сдвигов:

p p q1 q 1c 1c I ас.сд = (7.10) p p 0 c q1 0c q В нашем примере 107, = 1,005 или 100,5% I ас.сд = 106, Это означает, что вследствие изменения в отчетном году по сравнению с базисным ассортимента товаров, указанных в табл. 4. (увеличение в экспорте доли 2-го товара с более высоким ростом цен с 38,3 до 43,3%) средние цены на рассматриваемые три товара возросли на 0,5%. Иными словами, ассортиментные сдвиги повлияли PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com на рост среднего индекса цен от 106,9% при расчете с весами (количествами) базисного года до 107,4% при расчете с весами (количествами) отчетного года. Это связано с тем что индекс средних цен 2-го товара, показывающий значительный рост (см. табл. 7.10), получает больший вес при взвешивании по весам отчетного года.

Индекс ассортиментных сдвигов учитывает такие ассортиментные сдвиги, которые отражаются на индексе средних цен (на динамике средних цен). В связи с этим он будет равен 1, или 100%, т.е. ассортиментный сдвиг отсутствует, а это происходит в двух случаях:

1) если экспорт (импорт) всех товаров изменился в одном отношении: в этом случае удельный вес каждого товара останется без изменения;

2) индивидуальные индексы цен (изменения цен) всех товаров одинаковы: в этом случае даже при наличии значительных изменений в ассортименте индекс ассортиментных сдвигов, исчисленный по формуле (7.10), будет показывать их отсутствие.

На практике ни один из указанных случаев в экспорте и импорте товаров не встречается, поэтому ассортиментные сдвиги всегда влияют на стоимостные показатели внешней торговли.

Ассортиментные сдвиги могут оказывать большее воздействие на стоимостные показатели, нежели в рассматриваемом примере (табл. 7.11). Поэтому расчет индексов ассортиментных сдвигов и выявление их влияния на результаты внешней торговли имеют не только теоретическое, но большое практическое значение.

Рассмотренные методы выявления влияния структурных изменений во внешней торговле позволяют более точно определять изменение цен и физического объема, а также рассчитывать прирост товарооборота внешней торговли, в том числе экспорта и импорта, по ряду факторов.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com Система взаимосвязанных индексов, характеризующих влияние отдельных факторов на экспорт или импорт, будет иметь вид, I ст = I ср.ц I геогр.стр I ас.сд I ф.о, (7.11) где I ст - индекс стоимости (изменение стоимости экспорта или импорта в текущих ценах);

I ср.ц - индекс средних цен «в чистом виде» (без учета структурных, изменений);

I геогр.стр - индекс географической структуры;

I ас.сд - индекс ассортиментных сдвигов;

I ф.о, - индекс физического объема.

Общее влияние факторов на экспорт товаров (см. табл. 7.10) представим в следующем виде (%):

Изменение Влияние Влияние Изменение Общее средних географи- ассорти- физическо изменение цен в чис- ческой ментных го объема стоимости том виде структуры сдвигов экспорта 106,9 103,4 100,5 100, 111,4.

Изменение физического объема рассчитаем по формуле (7.2):

p q 0 = 1,003 или 100,3% I ф.о = = p q 0 Общее изменение стоимости экспорта (индекс стоимости) представляет собой соотношение стоимости экспортированных товаров за отчетный и базисный период, т.е.:

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com pq = 1,114 или 111,4% I ст = = p q 0 Таким образом, увеличение стоимости экспорта товаров на 11,4%, или 672 тыс. долл. (см. табл. 7.10), произошло за счет следующих факторов: роста цен на 6,9% (423 тыс. долл.), физического объема на 0,3% (20 тыс. долл.), изменения географической структуры на 3,4% (203 тыс. долл.) и влияния ассортиментных сдвигов на 0,5% (26 тыс. долл.).

Несомненно, что аналогичный анализ по факторам, проведенный по всему внешнеторговому обороту, имеет большое значение для определения влияния рассмотренных факторов на показатели экспорта или импорта, а также на показатели эффективности внешней торговли.

Такой расчет изменения показателей внешней торговли по факторам, а также всего внешнеторгового оборота СССР был проведен за период 1970-1990 гг.. Как уже отмечалось, в указанный период ведение статистики внешней торговли осуществлялось в Министерстве внешней торговли СССР (Министерстве внешнеэкономических связей СССР с 1988 г. совместно с ЦСУ СССР).

С 1994 г. осуществляется Государственным таможенным комитетом.

К сожалению, в настоящее время в ГТК рассчитываются и публикуются только два индекса - средних цен и физического объема;

расчет структурных индексов не проводится, что значительно снижает аналитические возможности индексного метода и не позволяет проводить глубокий анализ развития внешнеэкономических связей нашей страны.

Следует отметить, что дальнейшее повышение точности и обоснованности индексных расчетов требует улучшения качества заполняемых таможенных деклараций (прежде всего правильного кодирования товаров и максимальной детализации по товарным PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com субпозициям). Отсутствие необходимой детализации товаров не позволяет повысить точность расчетов индексов, прежде всего определить их изменения за счет влияния структурных сдвигов в пределах товарных позиций и неоднородности товарных групп, а также качественной и технической несопоставимости товаров.

Вышеизложенное позволяет сделать вывод, что индексный метод является важным аналитическим средством, определяющим состояние внешней торговли.



Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |
 





 
© 2013 www.libed.ru - «Бесплатная библиотека научно-практических конференций»

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.