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 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 42 |

«Руководство по индексам потребительских цен Т е о р и я и п р а к т и к а Международное бюро труда ...»

-- [ Страница 12 ] --

может быть слишком мала. Для расчета необходима соответствующая страта с достаточно большим объ pmt 1 pit * mx m x емом выборки, однако здесь может потребоваться. (7.15) Q t pit mi 1 pm mm x компромиссное решение между выигрышем в эф- mx i фективности, который достигается за счет большего объема выборки, и репрезентативностью измене- 7.58. Соотношения легко представить наглядно, ний цен, обеспечиваемой такой выборкой. Страти- если определить r1 как среднее арифметическое из фикация по товарным группам и географическим менений цен на продукты, которые продолжают ре регионам может оказаться более предпочтительной гистрироваться, а R2— на отсутствующие продукты с по сравнению со стратификацией только по товар- поправкой на качество. В случае расчета среднего ным группам, если предполагается, что между из арифметического, менениями цен могут иметь место региональные mx (m x) различия, однако полученная при этом выборка мо- pit pit r1 и жет оказаться слишком маленькой. В принципе, где i выбор целевой страты должен быть основан на зна- (7.16) m ниях аналитика о состоянии рынка, а также на по- *t 1 t r2 p p x нимании сходного характера ценовых изменений i i imx как между стратами, так и внутри одной страты, и надежности имеющейся выборки в отношении ре подставив уравнения (7.16) в (7.15), получим отноше презентативности изменений цен.

ние систематических ошибок среднеарифметических 7.57 Принятие исходных предположений этих значений:

методов требует проведения предварительного ана лиза, поскольку, как поясняется в работах Триплетта x r2 r1, (7.17) Q (1999 и 2002), их часто неверно понимают. Рассмот- m t рим продукты i = 1 …m где, как и раньше, pm — цена t+ продукта m в период t, pn — цена заменяющего которое равно нулю при r1=r2. Систематическая продукта n в период t + 1. Далее, продукт n заменяет ошибка зависит от пропорционального соотношения m, но обладает качественными отличиями. Пусть, отсутствующих продуктов, а также от разницы между как и раньше, A(z) представляет собой поправку на средним значением изменений цен на существующие качество к цене pn + 1 которая приравнивает качество t продукты и средним значением изменений цен на за обеспечиваемых ею услуг или полезность к цене pm+ 1 t меняющие продукты с поправкой на качество. Систе таким образом, что цена с поправкой на качество матическая ошибка уменьшается по мере уменьше pm t + 1 = A(z)pn + 1. Чтобы метод условных исчислений * t ния либо соотношения (x/m), либо разницы между r работал, среднее значение изменений цен продуктов и r2. Кроме того, результаты применения метода зави i =1….m, включая скорректированную на качество сят от сравнения изменений цен на существующие цену, находящуюся в левой части уравнения (7.13), продукты и изменений цен на заменяющие или отсут должно быть равно среднему изменению цены, оп ствующие продукты с поправкой на качество. Такое ределенному просто как общее среднее остальных сравнение более правомерно, чем сравнение без вне продуктов i = 1….

m – 1 в правой части уравнения сения поправки на качество. Например, предполо (7.13). Погрешность (или систематическая ошибка жим, что в период t в наличии было m = 3 продуктам, метода) выражена балансирующим членом уравне каждый по цене 100. Пусть в период t + 1 цена на два ния Q. Именно поправка в неявном виде позволяет из этих продуктов составляла 120, но данных о цене на применять этот метод. Здесь представлена формула третий продукт в наличии не было, то есть x = 1, в свя вычисления среднего арифметического, хотя без зи с чем он был заменен продуктом по цене 140, из ко труда можно составить подобную формулу и для вы торых 20 относятся к различиям в качестве. Тогда си числения среднего геометрического. Уравнение для стематическая ошибка среднеарифметического зна определения одного отсутствующего продукта запи чения, определяемая уравнениями (7.16) и (7.17), где сывается в форме:

x = 1 и m = 3, составит 1 120 pit 1 pit m1 m 1 pmt * 1 20 140 /100 /2 0.

Q, (7.13) 3 100 m pit pit t m pm i1 i РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Если бы ошибка зависела от цены 140, нескорректи- цены на существующие продукты возрастают на рованной в сравнении с ценой 100, результаты услов- 5 процентов (r1 = 1,05), систематическая ошибка сред ного исчисления были бы подвержены риску серьез- него геометрического выражена коэффициентом ной погрешности. В данной вычислительной проце- пропорциональности 0,9759;

то есть индекс уже не дуре направление ошибки определяется разностью равен 1,05, а определяется по формуле 0,9759 x 1,05 = (r2 – r1) и не зависит от того, улучшилось или ухудши- 1,0247. Для среднего арифметического систематичес лось качество продукта, иными словами, от того, вы- кая ошибка составляет –0,025;

таким образом, вместо полняется ли неравенство A(z) 1 или A(z) 1. Если 1,05 индекс следует принимать равным 1,025.

A(z) 1, то есть наблюдается повышение качества, 7.61. Уравнение (7.17) демонстрирует, что систе матическую ошибку определяют отношение x/m и возможно, тем не менее, что r2 r1 и систематическая разница между r1 и r2. В таблице 7.2 показано, что при ошибка имеет отрицательный знак, что было отмече относительно большой величине x/m систематичес но в работе Триплетта (2002).

7.59. Изложенный здесь анализ выполняется в кая ошибка может быть довольно существенной. На пример, при x/m = 0,25 для существующих продуктов рамках концепции краткосрочного изменения цен, предполагающей, что для условного исчисления ис- уровень инфляции в 5 процентов приводит к измене пользуются краткосрочные изменения цен в некото- нию индекса, равному соответственно 3,73 и 3,75 про рый период по сравнению с предшествующим перио- цента, при расчете по формулам среднего геометриче ского и среднего арифметического, когда r2 = 1,00, то дом. Такой подход отличается от долгосрочных услов ных исчислений, при выполнении которых цена ба- есть когда скорректированные с учетом изменения зисного периода сравнивается с ценами в последую- качества цены на отсутствующие продукты остаются щие месяцы, и где неявные предположения ставят постоянными. Если игнорировать отсутствующие больше ограничений. продукты, то вместо 1,0373 или 1,0375 получим ре 7.60. В таблице 7.2 представлен пример, в котором зультат 1,05. Даже если в наличии нет 10 процентов (среднее) значение изменения цен на по-прежнему продуктов (x/m = 0,1), уровень инфляции для сущест существующие продукты, r1, может находиться в диа- вующих продуктов, равный пяти процентам, пере пазоне от 1,00 до 1,50, что соответствует колебанию считывается соответственно в 4,45 и 4,5 процента по этой величины от полного отсутствия ценовых изме- формулам среднего геометрического и среднего арифметического соответственно, когда r2 = 1,00.

нений до роста цен на 50 процентов. Предполагается, Рассматривая случай довольно малой величины x/m, что (среднее) значение изменения скорректирован например, 0,05, даже при r2 = 1,00 и r1 = 1,20, из таб ных на качество цен на новые продукты, которые сравниваются с заменяемыми ими продуктами, оста- лицы 7.2. получаем, что скорректированный уровень ется неизменным, то есть r2 = 1,00. Систематическая инфляции должен составлять соответственно 18,9 и ошибка задана для отношений отсутствующих значе- 19 процентов при расчете по формулам среднего гео ний, равных 0,01, 0,05, 0,1, 0,25 и 0,5, как для средних метрического и среднего арифметического. На кон курентных рынках различие между r1 и r2 вряд ли бу арифметических, так и средних геометрических. На дет существенным, так как r2 представляет собой пример, если 50 процентов наблюдений цен отсутст вует, при этом отсутствующие цены, скорректирован- сравнение цен на новые и старые продукты после ные с учетом изменения качества, не изменяются, а внесения поправок на различия в качестве. При рав Таблица 7 Пример систематической ошибки в результате введения поправки на качество в неявном виде,.2.

когда предполагается, что средняя величина изменения скорректированных с учетом изменения качества цен на новые продукты, по сравнению с заменяемыми ими продуктами, остается неизменной (r2 = 1,00) Среднее геометрическое Среднее арифметическое Соотношение отсутствующих продуктов, x/m Соотношение отсутствующих продуктов, x/m 0,01 0,05 0,1 0,25 0,5 0,01 0,05 0,1 0,25 0, r 1 1 1 1 1 1 0 0 0 0 1,01 0,999901 0,999503 0,999005 0,997516 0,995037 –0,0001 –0,0005 –0,001 –0,0025 –0, 1,02 0,999802 0,99901 0,998022 0,995062 0,990148 –0,0002 –0,001 –0,002 –0,005 –0, 1,03 0,999704 0,998523 0,997048 0,992638 0,985329 –0,0003 –0,0015 –0,003 –0,0075 –0, 1,04 0,999608 0,998041 0,996086 0,990243 0,980581 –0,0004 –0,002 –0,004 –0,01 –0, 1,05 0,999512 0,997563 0,995133 0,987877 0,9759 –0,0005 –0,0025 –0,005 –0,0125 –0, 1,1 0,999047 0,995246 0,990514 0,976454 0,953463 –0,001 –0,005 –0,01 –0,025 –0, 1,15 0,998603 0,993036 0,986121 0,965663 0,932505 –0,0015 –0,0075 –0,015 –0,0375 –0, 1,2 0,998178 0,990925 0,981933 0,955443 0,912871 –0,002 –0,01 –0,02 –0,05 –0, 1,3 0,99738 0,986967 0,974105 0,936514 0,877058 –0,003 –0,015 –0,03 –0,075 –0, 1,5 0,995954 0,979931 0,960265 0,903602 0,816497 –0,005 –0,025 –0,05 –0,125 –0, r1 = (среднее) изменение цен на по-прежнему существующие продукты.

ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА ных r1 и r2 метод не дает никакой систематической может оказаться больше изменений цен на другие ошибки, даже если x/m = 0,9. Скорее, может иметь продукты в данной продуктовой группе. После появ место ошибка выборки. Следует иметь в виду, что не- ления на рынке нового продукта, цены на него могут целесообразно сравнивать систематические ошибки упасть относительно других цен в той же группе. За среднего арифметического и среднего геометричес- кон изменения одной цены на рынке дифференциро кого, по крайней мере, в той форме, в какой они при- ванных продуктов может не выполняться. В работе ведены в таблице 7.2. Последний вариант представле- Берндта и др. (2003) четко показано, каким образом ния дает более низкое среднее значение, делая срав- после окончания срока действия патентов цена на вы нение систематических ошибок бессмысленным. писываемые по рецепту фирменные лекарственные 7.62. Знание конъюнктуры рынка в отношении препараты может возрасти c появлением новых не рассматриваемых видов товаров позволяет делать бо- фирменных средств той же лекарственной группы, лее точные предположения о том, какие различия мо- продаваемых по более низкой цене, вследствие того гут иметь место между r1 и r2. Проблема здесь возни- что наиболее лояльная и менее зависимая от роста кает в том случае, когда цены на продукты меняются цен часть потребителей сохраняет свою лояльность к на протяжении их жизненного цикла. Так, например, фирменным препаратам.

характер изменения цен при выпуске новой модели 7.64. Таким образом, как экономическая теория, может быть совершенно отличным от изменения цен так и теория маркетинга дают мало оснований для то на другие существующие продукты. Таким образом, го, чтобы рассчитывать на аналогичный характер из допущение об аналогичных ценовых изменениях, менения цен (с поправкой на изменение качества) на даже в случае внесения поправки на качество, может новые и заменяющие продукты в сравнении с други оказаться неприемлемым. В работе Гринлиса (Green- ми продуктами той же продуктовой группы. При рас lees, 2000) рассматриваются в качестве примера пер- смотрении возможности применения данного метода сональные компьютеры: новые компьютеры выво- полезным будет знание реальных условий конкретно дятся на рынок по ценам, равным ценам на предше- го изучаемого рынка. Принимая любое решение об ствующие модели или более низким по сравнению с использовании метода условных исчислений, необхо ними, хотя обладают более высоким быстродействи- димо рассмотреть действие двух факторов. Первым из ем и производительностью. Допущение о том, что них является доля заменяющих продуктов;

здесь мож r1= r2, может оказаться необоснованным. Далее он но руководствоваться данными таблицы 7.2. Второй фактор — предполагаемая разница между r1 и r2. Из приводит пример с одеждой, когда новые выпускае мые на рынок виды одежды продаются по относи- сказанного выше следует, что существуют рынки, для тельно высоким ценам, скорректированным с учетом которых близость значений этих коэффициентов изменения качества, тогда как на старую, распродава- представляется маловероятной. Это не говорит о том, емую в конце сезона или вышедшую из моды одежду что данный метод не следует использовать. Метод сам предоставляется скидка. При этом снова возникает по себе является простым и целесообразным. Однако, систематическая ошибка, так как r1 отличается от r2. вероятно, не следует использовать его просто по 7.63. Некоторые из этих различий возникают по- умолчанию, без какой-либо предварительной оценки тому, что рынки формируются из различных сегмен- ожидаемых изменений цен и сроков перехода к но тов потребителей. Действительно, сама подготовка вым продуктам. Кроме того, его следует использовать специалистов по потребительскому маркетингу целенаправленно, выбирая продукты-представители, включает анализ различных сегментов рынка и при- в отношении которых можно ожидать аналогичных числение к каждому из них соответствующих четырех изменений цен. Вместе с тем, при выборе таких про составляющих маркетинга: цены, качества продукта, дуктов следует учитывать необходимость формирова продвижения и места размещения (метод сбыта) ния достаточно большой выборки, которая позволила (Котлер) (Kotler, 1991). Кроме того, специалистов по бы избежать чрезмерной ошибки выборки, сказыва потребительскому маркетингу обучают планировать ющейся на оценке.

составляющие маркетинга для всего жизненного цик- 7.65. Стоит также обратить внимание на способ ла продуктов. Такое планирование позволяет учесть выполнения этих вычислений. В простейшем вариан различные входные значения по каждой из этих пере- те при вводе предварительных данных для расчета с менных маркетинга в различные моменты жизненно- помощью, например, электронных таблиц, обычно го цикла. Сюда включается и «снятие сливок» в пери- приводится описание каждого продукта и указывают од вывода нового продукта на рынок, когда устанав- ся цены на него, зарегистрированные на месячной ос ливаются более высокие цены, позволяющие «сни- нове.

В таблицу вводятся условно исчисленные цены мать сливки» с тех сегментов потребителей, которые отсутствующих продуктов, которые определенным готовы платить больше. Такая модель поведения образом выделяются, чтобы показать, что они исчис предсказывается и экономической теорией дискри- лены условно. Такие цены необходимо выделять, во минации в ценах. Так, скорректированное с учетом первых, потому, что их не следует использовать в изменения качества изменение цены на старый про- дальнейших исчислениях как будто это реальные це дукт, который сравнивается с новым продуктом, ны. Во-вторых, включение в расчет условно исчис РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА стоянного качества, то есть тех продуктах, которые ленных значений может создать ложное впечатление считались сравнимыми или в отношении которых о величине выборки, которая будет представляться была внесена прямая поправка на качество, а не на больше реально существующей. При проведении лю использовании индекса изменения для некоторой бой проверки количества значений цен, используе мых при исчислении индекса, следует обязательно категории продуктов, полученного с использованием кодировать такие наблюдения как «условно исчис- всех имеющихся в наличии продуктов данной катего ленные цены». рии. Метод среднего для класса рассматривался как 7.66. Описанный выше метод иллюстрирует крат- усовершенствование метода условного исчисления косрочное условное исчисление. Как объясняется да- общего среднего, поскольку при его применении из лее в пунктах 7.165–7.173, существуют веские доводы менения условно исчисленных цен определялись ис в пользу применения краткосрочных, а не долгосроч- ходя из данных о продуктах, которые не просто были ных условных исчислений. заменены, но цена заменяющих продуктов при заме не уточнялась благодаря введению поправки на каче Условное исчисление среднего ство, или новый заменяющий продукт считался не посредственно сравнимым. Однако может возник для класса нуть такая ситуация, когда в наличии нет достаточно 7.67. Метод внесения поправок к ценам с учетом больших выборок сравнимых заменителей или про изменения качества в неявном виде посредством дуктов, напрямую скорректированных на качество, условного исчисления среднего для класса (или отно- или когда введенные поправки на качество и отбор шения замены), используемый при составлении сопоставимых продуктов нельзя считать достаточно ИПЦ США, обсуждается в работах Шульца (Schultz, надежными. В этом случае можно рассмотреть во 1996), Рейнсдорфа, Лиджи и Стюарта (Reinsdorf, прос о применении метода целевого условного ис Liegey and Stewart, 1996), Армкнехта, Лейна и Стюар- числения. Метод целевого среднего имеет более та (Armknecht, Lane and Stewart, 1997), а также Ар- скромные задачи, так как его целью является только мкнехта и Мэйтленд-Смит (1999). Он обязан своим фиксация изменений цен на аналогичные продукты, появлением проблемам, аналогичным рассматривае- независимо от точки их жизненного цикла. Тем не мым в предыдущем разделе, которые заключаются в менее, его можно рассматривать как шаг вперед по обнаружении необычных изменений цен в началь- сравнению с методом исчисления общего среднего, ный период вывода на рынок новых моделей, что осо- если только использовать выборку достаточно боль бенно характерно для потребительских товаров дли- шой величины.

тельного пользования. В исследовании Моултона и Мозеса (1997), в котором отобранные продукты изу Метод сопоставимой замены чались с помощью данных ИПЦ США за 1995 год, 7.69. Метод сопоставимой замены требует приня выявлено, что среднее чистое изменение цены со тия респондентом решения о том, что продукт-заме ставляет только 0,12 процента для идентичных про нитель обладает качеством, аналогичным старому дуктов, цена которых заново определяется один или продукту, а любые имеющие место изменения цены два раза в месяц, по сравнению со средним значением не подвержены влиянию изменений качества. При 2,51 процента для сравнимых заменителей — продук менительно к данным по специализированным сете тов, которые считаются эквивалентными заменен вым магазинам в таблице 7.1(b) можно считать, что ным продуктам. Соответствующее среднее изменение продукт 3 сопоставим с продуктом 2, а цены на него в цен для непосредственно замененных продуктов последующие месяцы можно использовать для про (изменения цен с поправкой на качество) составило должения ряда данных. Цена продукта 3 (6,5) в марте 2,66 процента. Таким образом, динамика цен на про использовалась бы в качестве мартовской цены про дукты, остающиеся в продаже, является, по-видимо дукта 2, для которого изменение цены с января по му, некорректной приближенной величиной для чис март составило бы 6,5/6 100=1,0833, или 8,33 про той ценовой составляющей разницы между старым и цента. В работе Лоу (1999) отмечается, что среди про замещающим продуктами.

изводителей телевизоров общепринятой практикой 7.68. Метод среднего для класса был принят является изменение номеров моделей для каждой в США при составлении ИПЦ для автомобилей партии изделий, даже если в ней отсутствуют какие в 1989 году, а начиная с 1992 года был постепенно либо физические изменения, или имеют место не распространен и на большинство других непродо большие отличия в спецификации, такие как измене вольственных товаров. Его отличие от метода услов ние типа пульта дистанционного управления или ко ного исчисления общего среднего заключается толь личества и расположения разъемов. Успешное приме ко в использовании другого источника данных для нение метода сравнимой замены зависит от эффек определения условно исчисленного коэффициента изменения цен на старый продукт в период t + 1. Ус- тивности действий регистраторов цен и, в свою оче ловное исчисление коэффициента изменения цен редь, от адекватности спецификаций, используемых основывалось скорее на заменяющих продуктах по- для описания продуктов. Статистические ведомства ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА могут с обоснованной осторожностью относиться к няющим продуктами, имеющими различный базис уменьшению величины выборок вследствие исклю- ный период цен и разное качество, относительно ве чения продуктов, цены на которые приходится ис- лика. Невозможно определить, какая часть этой раз числять условно, а также к интенсивному использова- ницы обусловлена изменениями цен, а какая — изме нию ресурсов для выполнения явных оценок, кото- нениями качества, поэтому метод полностью относит рые обсуждаются ниже. Можно рекомендовать вклю- ее на счет качества, сохраняя цену постоянной. Дан чение продуктов с сопоставимой спецификацией, це- ный метод вносит в индекс некоторую излишнюю на на которые определяется заново. Однако если ка- стабильность цен. Вполне может случиться так, что чество продуктов улучшается, предшествующий про- период замены совпадет с тем временем, когда проис дукт будет уступать тому, который используется в на- ходят существенные изменения цен, которые, в слу стоящее время. Постоянное игнорирование мелких чае использования данного метода, будут ошибочно изменений качества заменяющих продуктов может отнесены на счет изменений качества. Статья привести к систематическому завышению индекса. директивы Европейской комиссии (ЕК) № 1749/ Масштаб этой проблемы зависит от доли таких изме- предписывает государствам-членам ЕС избегать нений, степени признания сопоставимых продуктов «автоматической увязки». Такая увязка равносильна таковыми несмотря на различия в качестве, а также предположению о том, что разница в цене между дву весов, присвоенных этим продуктам. Выдвинутые в мя последовательно сменяющими друг друга моделя главе 8 предложения проводить мониторинг мето- ми полностью обусловлена различием в качестве дов внесения поправок на качество по товарным (Статистическое бюро ЕС, 2001, с.125).

группам создают основу для применения стратегии Перенос на последующие периоды поправок в явном виде в тех случаях, когда они наи более необходимы.

7.71. При использовании метода переноса на бу дущие периоды, когда тот или иной продукт стано Увязка с целью демонстрации вится недоступным, например, в период t, при расче отсутствия изменений цены те изменений цен используется старая цена периода t – 1, которая просто переносится на последующий 7.70. Увязка позволяет отнести любое изменение период, как если бы изменения отсутствовали. Таким между ценой заменяющего продукта в текущем пери образом, пользуясь данными таблицы 7.1(a) для спе оде и ценой старого продукта в предшествующем пе циализированных сетевых магазинов за период с ян риоде к изменению качества. Например, в таблице варя по март, получаем следующие индексы Джевон 7.1(b) заменяющий продукт 7 отобран в универсаль са и Дюто (глава 20):

ном магазине вместо отсутствующего в марте продук та 6. Продукты 6 и 7 могут иметь различное качество, разница в цене оказывается довольно большой. Пред PJ ( p 1, p 3 ) [( p13 p 11 p 22 p 21 )] 1 полагается, что изменение цены обусловлено измене и нием качества. Оценка p 72 выполняется путем при PD ( p 1, p 3 ) [( p 13 p 22 ) ( p 11 p 21 )] (7.18) равнивания этой цены к p 73, чтобы продемонстриро вать отсутствие изменений, то есть предполагаемая цена на продукт 7 в феврале в таблице 7.1(b) равна 14.

где цена p22 включена вместо отсутствующей цены p23.

Таким образом, предполагается, что за период с февра Такой способ расчета вносит в индекс излишнюю ста ля по март какого-либо изменения цены на продукт бильность, причем ситуация еще более усугубляется, не происходит. С января по март результат для про если старая цена, p22, продолжает использоваться дукта 6 составляет = 1,00, что указывает на отсутствие вместо цен, наблюдения которых отсутствуют в по изменений. Однако для периода с марта по апрель це следующие периоды. Это приводит к чрезмерной сте ну на продукт 7 в марте можно сравнить с условно ис численной ценой февраля p 72 и связать с предыдущи- пени стабильности индекса и может создать ложное впечатление о фактической величине выборки. При ми результатами. Таким образом, соотношение срав менение метода переноса на будущие периоды запре нения за период с января по апрель состоит из соот щено статьей (6) директив ЕК № 1749/96 о гармони ношения сравнения с января по февраль для продук зированных индексах потребительских цен (Статис та 6, увязанного с (умноженного на) соотношением тическое бюро ЕС, 2001, с.126). Для того чтобы ис сравнения с февраля по апрель для продукта 7. Такая пользовать этот метод, делается предположение увязка аналогична процедурам, применяемым для о том, что цена, данные о которой получены в кон цепной и краткосрочной увязки, которые изложены кретной торговой точке, изменяться не будет. Данный далее в пунктах 7.153–7.158 и 7.171–7.173. Данный метод следует использовать только в том случае, когда метод обязан своим появлением ситуациям, которые можно быть достаточно уверенным в том, что измене возникают, когда сопоставимые заменяющие продук ния цен не произойдет.

ты отсутствуют, а разница цен между старым и заме РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Методы поправок на изменение производства становится невозможным. Таким обра качества в явном виде зом, организационная структура статистического ве домства, а также уровень его финансирования неиз бежно влияют на выбор методов внесения поправок 7.72. В перечисленных выше методах не исполь на качество.

зуется явная информация о величине изменения ка 7.75. В своей работе Торвей (1998), ссылаясь на чества, A(z). В настоящем разделе обсуждаются следу исследование, установившее корреляцию между ющие методы, которые основаны на получении оцен оценками качества и ценами для 135 категорий про ки в явном виде различий в качестве: экспертные суж дуктов, полученных на основе издания Consumer дения;

поправка на количество;

разница в издержках Reports, не рекомендует использовать отчеты ассоциа производства или стоимость опций;

а также гедони ций потребителей и оценки продуктов в журналах для ческий метод.

потребителей. Средний коэффициент корреляции Экспертные суждения составлял 0,26, при этом более чем у половины про дуктов связь была положительной, более чем у трети 7.73. В публикации Ховена (Hoven, 1999) сравни связь отсутствовала, а у остальных продуктов наблю мая замена описана как особый случай субъективной далась отрицательная связь. Он также возражает про поправки на качество, поскольку определение экви тив оценок «наиболее выгодных покупок», которые валентности продуктов основано на суждении това представляют собой мнения экспертов о том, какую роведа. Одно из возражений против применения сумму должен уплатить здравомыслящий потреби субъективных методов заключается в невозможности тель, в отличие от реальной рыночной цены (см также обеспечить независимо воспроизводимые результаты.

работу Комбри, Лекока и Виссера (Combris, Lecocqs Тем не менее в случае сравнимой замены и при отбо and Visser, 1997)).

ре репрезентативных продуктов субъективный ком 7.76. Опрос мнений экспертов относительно по понент представляет собой часть нормальной проце требительских расчетов целесообразно применять в дуры. Разумеется, это не может служить аргументом в случае высокосложных продуктов, когда реализация пользу более широкого распространения субъектив альтернативных методов оказывается невозможной.

ных методов.

Экспертам следует дать инструкции относительно 7.74. В работе Хоффмана (Hoffman, 1999) излага характера требуемой оценки. Следует привлечь не ется метод, применяемый при составлении ИПЦ в сколько экспертов, по возможности, имеющих раз Германии, который, возможно, представляет собой личный опыт. Желательно также дать экспертам не уникальную альтернативу внесению поправок на ка которые ориентиры относительно интервала, в кото чество для заменяющих продуктов. Когда новый про ром должна лежать их оценка. Можно применить ши дукт стоит дороже, чем тот продукт-представитель, роко известный метод Дельфи (например, см. работу который он заменяет, существует возможность ис Чинкоты и Ронкаинена (Czinkota and Ronkainen, пользовать гибкий поправочный коэффициент, кото 1997)). При использовании этого метода участники рый связывает с улучшенным качеством продукта ну группы экспертов никогда не встречаются, чтобы из левую или некоторую часть разницы в цене или всю бежать эффекта «группового давления» на их оценки.

разницу. В частности, при полном отсутствии точной Экспертов просят представить оценку средней реак информации, позволяющей определить качество, до ции, а также диапазона вероятных реакций. Затем бе пускается вводить поправку в размере 50 процентов рется медиана этих оценок, и любая оценка, которая разницы в цене. Руководящие указания, введенные в представляется экстремальной, направляется обратно действие в Германии с 1997 года, пришли на смену не давшему ее эксперту с просьбой объяснить возмож совершенным процедурам, при использовании кото ные причины такого расхождения. Может оказаться, рых конкретные методы, выбранные для внесения от что данный эксперт учел какие-то аспекты проблемы, дельных поправок на качество, зависели только от которые не были приняты во внимание другими разницы в цене. Но как отмечается в работе Хоффма участниками. Если этот эксперт приводит убедитель на, даже при использовании нынешнего метода ника ные аргументы, его ответ направляется другим участ кая поправка на качество не вносится, если новый никам группы, которых спрашивают, не считают ли продукт дешевле, чем старый. Следовательно, про они нужным изменить свое мнение. Затем получают блемы могут возникать в том случае, когда повыше новую медиану, после чего могут быть выполнены по ние качества сопровождается снижением цены (или следующие итерации. Метод Дельфи отличается тру наоборот, снижению качества сопутствует повыше доемкостью и требует значительных средств, однако ние цены). Методы, использованные при составле он отражает осторожность, необходимую при реше ния ИПЦ в Германии, необходимы потому, что по нии подобных вопросов. Если требуется корректи правка на качество для большинства товаров вводит ровка для товарной группы, имеющей большой вес в ся не сотрудниками центрального учреждения, а ре гистраторами цен на местах. В этих условиях широкое ИПЦ, то в отсутствие других методик он может слу применение гедонического метода и метода издержек жить допустимой альтернативой.

ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА Поправка на количество обратившись к рисунку 7.1. Здесь нас интересует от резок сплошной линии, проведенной на координат 7.77. Поправка на количество является одним из ной плоскости (цена, количество), между точками с наиболее простых методов внесения поправок в яв координатами (1,5;

0,5) и (2,25;

0,75), каждой из кото ном виде. Она применима в тех случаях, когда размер рых соответствует цена единицы, равная 3 (цена = заменяющего продукта отличается от размера имею 1,5/0,5 и 2,25/0,75). В этом случае не должно наблю щегося в наличии. В некоторых случаях для сравне даться изменения цен с поправкой на качество. Сим ния продуктов можно легко использовать уже имею вол служит для обозначения изменения. Угол на щиеся количественные параметры. Примерами мо клона линии определяется как отношение це гут служить количество единиц товара в одной упа на/размер = (2,25–1,5)/(0,75–0,50)=3, то есть как ковке (например, бумажные тарелки или витаминные изменение цены, вызванное изменением размера (в таблетки), размер или вес упаковки (например, кило килограммах). Цена с поправкой на качество (раз грамм муки, литр растительного масла), или размер мер) старого пакета m в период t – 1 равна:

простыней или полотенец. Внесение поправок к це нам с учетом качества может сопровождаться про t t pm 1 pm 1 = 1,5 + 3 (0,75-0,5) = 2,25. (7.19) порциональной корректировкой цены старого или нового продукта на основе соотношения количеств.

Как и раньше, никакого изменения цены с поправкой Система построения индекса может выполнять эту на качество не наблюдается:

пропорциональную корректировку автоматически, преобразуя все цены в данной категории в цену за t t p n pm 1 2,25 2,25 1,00.

единицу размера, веса или количества. Пропорцио нальная корректировка играет важную роль. Напри Данный метод обрисован здесь в такой форме, чтобы мер, если растительное масло продается теперь в показать, что он является частным случаем гедониче 5-литровых контейнерах вместо 2,5-литровых, регис ского метода (обсуждаемого ниже), в котором цена трируемые цены не должны удваиваться.

соотносится с рядом качественных характеристик, 7.78. Однако существует и другой аспект. Напри всего одной из которых является размер.

мер, при продаже лекарственных препаратов цены на 7.80. Применение данного метода можно интуитив имеющие разный размер флаконы с таблетками отли но считать успешным при условии, что цена за едини чаются. Цена на флакон, содержащий 100 таблеток по цу товара для пакетов различного размера остается 50 миллиграммов лекарственного средства каждая, не постоянной. Если произошел переход от заменяюще равна цене на флакон, содержащий 50 таблеток по го продукта в виде пакета весом 0,5 килограмма к па 100 миллиграммов, несмотря на то что оба флакона кету весом 0,25 килограмма по цене 0,75, как показа содержат 5 000 миллиграммов одного и того же лекар но отрезком сплошной линии, продолжающим ее до ства. Если лекарство начнут выпускать в упаковке точки с координатами (0,75;

0,25) на рисунке 7.1, це большего размера, и при этом цена единицы снизится ны с поправкой на качество по-прежнему не изменят на 2 процента, не следует рассматривать это явление ся, но при условии, что цены за единицу (килограмм) как снижение цены на 2 процента, если потребители составляют соответственно 5, 3 и 3 для пакетов весом извлекают меньшую полезность из более громоздкой 0,25, 0,5 и 0,75 килограмма, как показано в таблице и неудобной упаковки. На практике бывает трудно 7.3 и на рисунке 7.1 (включая пунктирную линию).

определить, какая часть снижения цен обусловлена Тогда показатель цены с поправкой на качество будет качеством, а какая — ценой. Общее правило заключа зависеть от того, заменен ли пакет весом 0,5 кило ется в том, чтобы не интерпретировать автоматически грамма пакетом весом 0,25 килограмма (увеличение изменения цены единицы в связи с изменением раз на 67 процентов) или 0,75 килограмма (нет измене мера упаковки как чистое изменение цены, при нали ний). Такой результат не может считаться удовлетво чии противоречащей этому информации.

7.79. Рассмотрим еще один пример: фирменный пакет с мукой, ранее весивший 0,5 килограмма по Рисунок 7 Поправка на качество для продуктов.1.

цене 1,5, замещен пакетом весом 0,75 килограмма по различного размера цене 2,25. Главная проблема заключается здесь в но 2, вом определении изменения цен в связи с изменени ем размеров упаковки. В соответствии с применяе- мым методом для корректировки используются отно- 1, сительные количества муки в каждом пакете. Цены могли возрасти на [(2,25/1,5) 100 = 150] 50 процен- = / тов, но цены с поправкой на качество (то есть цены, 0, скорректированные с учетом размера) остались по стоянными [(2,25/1,5) (0,5/0,75) 100=100]. Дан- 0 0,25 0,5 0, ный метод можно охарактеризовать более подробно, РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА рительным, поскольку размер заменяющего продукта Таблица 7 Пример размера, цены и цены единицы.3.

продукта для пакетов с мукой выбирается произвольно. Соображения, которыми следует руководствоваться при внесении поправки на Размер Первая Вторая качество, определяются ответом на следующий во- (кило- Первая цена Вторая цена прос: в каждом ли случае разница цен единицы про- граммы) цена единицы цена единицы дукта отражает различные уровни полезности? Если 0,25 0,75 3 1,25 это так, следует ввести поправки к ценам единицы 0,5 1,5 3 1,5 продукта так, чтобы полностью исправить существу- 0,75 2,25 3 2,25 ющие несоответствия в уровне цен. Если нет — к це нам единицы продукта следует ввести частичные по- Собранные данные используются как при составле правки, отражающие различия в уровне полезности, нии ИЦП и в международных программах сопостав извлекаемой, скажем, за счет более удобной упаковки лений, так и для исчисления ИПЦ, а вся работа по или наличия в продаже более мелких партий товара. сбору информации представляет собой совместную С учетом характера продукта может быть очевидным, деятельность, осуществляемую в рамках трех про что товар, продаваемый в упаковке очень маленького грамм. В контексте внесения поправок на качество к размера с непропорционально высокой ценой едини- числу допустимых изменений продукта относятся до цы продукта, дает необычно высокую норму прибы- полнительные технические средства обеспечения бе ли, или что продукт в упаковке очень маленького раз- зопасности пассажиров, усовершенствование меха мера не может служить адекватной заменой продукту нических или электрических характеристик с целью в упаковке крупного размера. повышения эффективности эксплуатации автомоби ля, изменения, влияющие на срок службы или необ Разница в издержках производства ходимость выполнения ремонтных работ, а также на удобство или комфорт пассажиров.

или стоимость опций 7.82. Принимая во внимание разъяснение, сде 7.81. Естественный подход при внесении попра- ланное в пункте 7.30, можно полагать, что ориентация вок на качество заключается в том, чтобы скорректи- ИЦП на деятельность производителей позволяет счи ровать цену старого продукта на сумму, равную стои- тать стоимость затрат уместным критерием для кор мости затрат на получение дополнительных характе- ректировки цен с учетом качества (Триплетт, 1983).

ристик нового продукта;

то есть сравнить относитель- Одно из различий между ИПЦ и ИЦП с точки зрения ные цены, используя соотношение: использования оценок издержек производителя за ключается в том, что только при составлении первого t t t t pn / pm 1, pm 1 pm 1 x, (7.20) из этих индексов к сумме издержек добавляются роз ничные надбавки и косвенные налоги. Другое су и где x — стоимость дополнительных характеристик в щественное различие может возникать в тех случаях, ценах периода t – 1. Эта стоимость должна представ- когда усовершенствования вводятся по распоряже лять собой оценку потребителя, отражающую допол- нию органов государственного управления. Некото нительный поток услуг или полезность. Одним из ис- рые из таких обязательных усовершенствований не точников данных являются производители. К ним об- приносят покупателю прямой выгоды. В подобных ращаются с просьбой представить данные об издерж- случаях целесообразно вносить поправки к ценам с ках производства, к которым затем будут добавлены учетом соответствующей стоимости затрат при со розничные наценки и соответствующие косвенные ставлении ИЦП, но не ИПЦ, где наиболее подходя налоги. Такой метод наиболее целесообразно исполь- щим критерием служит стоимость для потребителей.

зовать в отношении рынков, на которых действует от- Если имеются только данные об издержках производ носительно небольшое количество производителей, ства, оценки розничной надбавки должны учитывать а обновление существующих моделей происходит не- (средний) возраст рассматриваемых моделей. Размер часто и в предсказуемые сроки. Он успешно действу- надбавок уменьшается по мере приближения конца ет только при наличии хорошего взаимодействия жизненного цикла моделей. В связи с этим надбавки, между производителями и сотрудниками статистиче- сумма которых определена для моделей, находящихся ского ведомства. Особенно удобно применять его в в конце своего жизненного цикла, не должны распро тех случаях, когда поправки на качество вводятся так- страняться на производственные издержки для моде же для расчета индекса цен производителей (ИЦП) лей в начале жизненного цикла.

или используются в других ценовых программах. 7.83. Поскольку при использовании метода из В работе Гринлиса (2000) приводятся в качестве при- держек производства возникают указанные труднос мера новые грузовики и автомобили, выпущенные в ти, обычно предпочитают использовать метод стои США в 1999 году. Непосредственно перед ежегодным мости опций. Часто бывает известна розничная цена выводом на рынок новых моделей сотрудники Бюро опции, которая, разумеется, включает надбавку, обес статистики труда (БСТ) посещают отобранных про- печивающую получение прибыли. Рассмотрим при изводителей с целью сбора информации о затратах. мер цены опции, используемой для внесения поправ ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА ки на качество. Пусть цены продукта в периоды t – 1 стандартном комплекте или оснащенные автомати и t составляют соответственно 10 000 и 10 500, но ческими льдогенераторами. В распоряжении регист предположим, что цена в период t относится к про- раторов цен всегда имеются собранные данные о це дукту, включающему новую характеристику, или «оп- нах на стандартную модель, однако последняя может цию», при этом известно, что цена этой дополнитель- быть снята с производства и заменена моделью, ос ной характеристики в период t равна 300. Тогда изме- нащенной автоматическим льдогенератором. Таким нение цены составит 10 200/10 000=1,02 или 2,0 про- образом, стоимость опции известна заранее, поэто цента. Поправка может принимать мультипликатив- му непрерывный ряд данных можно получить путем ную форму (см. пункты 7.39–7.40 выше): дополни- решения уравнения (7.20) и простой корректировки тельная опция стоит 300/10 500=0,028571 цены пери- старой цены в базисном периоде с учетом стоимости ода t. Поэтому скорректированная цена в период t – 1 опции. Но даже при выполнении этой процедуры составит 10 000 1,028571=10 285,71 а изменение можно столкнуться с некоторыми проблемами.

цены — 10 500/10 285,71=1,020833, или прибли- Прежде всего, затраты на производство какого-либо зительно 2,08 процента. Если в последующие перио- компонента в качестве стандартного могут быть ни ды изменится любой из этих элементов, соответст- же, чем в то время, когда он выпускался в виде оп венно должна измениться и цена pn, t–1 в этих отноше- ции. В настоящее время все новые холодильники ос ниях сравнения. Таким образом, метод стоимости оп- нащены автоматическими льдогенераторами. Полу ций представляет собой метод, который следует при- ченная благодаря этому экономия может, по край менять на стабильных рынках со стабильной техноло- ней мере, частично, быть передана потребителю.

гией. В иных случаях более предпочтительный вари- Вследствие этого метод стоимости опции будет за ант действий может заключаться в том, что оценить нижать рост цены. В работе Триплетта (2002) приве единовременную поправку к цене предшествующего дена ссылка на исследование Леви и др. (1999), в ко базисного периода, а затем сравнивать все цены по- тором рассматривался случай противоугонной авто следующих периодов, включающие новую опцию, с мобильной системы, устанавливаемой в качестве этой оценкой;

при этом получим 10 500/10 стандартной, но блокируемой, если эта опция не 300=1,019417, или приблизительно 2 процента. требовалась покупателю. По-видимому, такой спо 7.84. Таким образом, метод стоимости опций соб производства обходился дешевле. Во-вторых, удобно применять в ситуациях, когда старый и новый при включении какого-либо компонента в качестве продукты отличаются поддающимися количествен- стандарта потребительская оценка опции может ному определению характеристиками, которые мож- стать ниже, поскольку покупатели не могут отка но оценить в денежном выражении на основе рыноч- заться от этой опции. Некоторые потребители могут ных цен. Например, орехи могут продаваться в жаре- придавать этой опции мало значения. Общее воздей ном или нежареном виде, а продукты питания могут ствие указанных факторов приведет к тому, что продаваться приготовленными или неприготовлен- оценка стоимости опции, цена на которую устанав ными. Рассмотрим добавление какой-либо характе- ливается для тех, кто ее выбирает, будет, вероятно, ристики к модели автомобиля. Эта характеристика выше, чем неявная средняя цена, которую потреби может быть доступна в виде опции в предыдущем пе- тели уплатили бы за эту функцию, если бы она яв риоде или текущем периоде в других моделях, обеспе- лялась стандартной. Теоретически можно выпол чивая возможность абсолютной или пропорциональ- нить оценки воздействия этого расхождения на цену, ной потребительской оценки. В работе Армкнехта и хотя на практике это довольно сложно.

Мэйтленд-Смит (1999) отмечается, что, после того 7.86 Поправки на стоимость опций могут счи как радиальные шины стали стандартной характерис- таться аналогичными поправкам на количество, за тикой новых автомобилей, цена радиальных шин (как исключением того обстоятельства, что вместо разме опции) была использована для определения поправок ра, который является дополнительной качественной на качество при составлении ИПЦ США. Стоимост- характеристикой замены, в форме добавленного ка ную оценку поддающейся количественному опреде- чества может выступать любая другая индивидуаль лению характеристики продукта нетрудно получить, ная характеристика. Сравнение выполняется следую щим образом: pn / pm– 1, где pm– 1 = p m– 1 + z для отдель t t t t сравнив цены различных продуктов. В работе Торвея ной характеристики z при этом z = (z n – z m– 1). В ка t t (1989) приведен пример сортов виски различной кре честве характеристики может выступать, например, пости (с различным содержанием спирта). Данные объем оперативной памяти персонального компьюте для внесения поправки на качество с учетом измене ра (ПК), когда конкретная модель ПК замещается ния содержания спирта для продукта можно полу идентичной моделью, которая отличается только объ чить, сопоставив рыночные соотношения между кре емом оперативной памяти. При линейном соотноше постью и ценой.

нии между ценой и объемом оперативной памяти 7.85. Рассмотрим добавление к продукту новой приведенную выше формулу можно использовать. На характеристики — например, установку автоматиче многих веб-страницах цена дополнительной опера ского льдогенератора в холодильнике (Шеплер) тивной памяти дается в качестве характеристики, не (Shepler, 2000). Холодильники могут продаваться в РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА зависящей от других параметров и функций ПК, что имостной оценки. Рассмотрим простой пример, ког позволяет использовать линейную корректировку. да только один параметр, тактовая частота ПК, варь Следует иметь в виду, что при использовании линей- ируется в зависимости от модели продукта. Опреде ной формы представления стоимость фиксированно- ление стоимости дополнительной единицы тактовой го дополнительного объема оперативной памяти оце- частоты является непростой задачей. Еще более ос нивается одинаково, независимо от реального объема ложняет ситуацию то, что данный вид продукта мо оперативной памяти, используемого компьютером. жет характеризоваться несколькими показателями 7.87. Это соотношение, конечно, может быть и качества, и не все сочетания этих показателей могут нелинейным. Пусть, например, при каждом увели- одновременно наличествовать у присутствующих на чении x на 1 процент, y возрастает на 1,5 процента. рынке продуктов в течение одного периода. Кроме В этом случае выполняется равенство: ( = 1,015). того, сочетания, существующие во второй, сравни В этом ваемый период, могут совершенно отличаться от со четаний первого периода. Рассмотрение этих аспек t t z pm 1 pm 1 (7.21) тов приводит нас к более общей концепции, извест ной под названием гедонического метода.

для отношения pn / pm–1 используемого в качестве по t t Гедонический метод казателя изменения цены с поправкой на качество.

В этом случае изменение z также может отражать ве- 7.90. Гедонический метод представляет собой рас ширение двух предыдущих методов во-первых, в том личину потока услуг, однако нелинейность соотноше ния цена –z может отражать возрастание или умень- отношении, что изменение цены в результате измене шение полезности в соответствии с предоставлением ния единицы качества — угол наклона прямой на ри опции. Наличие определенной характеристики у мо- сунке 7.1 — оценивается теперь исходя из комплекса делей, предназначенных для высшего ценового сег- данных, который включает цены и значения качест мента рынка, может увеличить их цену в большей сте- венных характеристик большего количества видов пени, чем цену менее дорогих моделей того же про- продукции. Во-вторых, совокупность качественных дукта, то есть 1 в уравнении(7.21). характеристик расширяется и охватывает, в принци 7.88. Рассмотрим рисунок 7.1, где характеристика пе, все основные характеристики, которые могут по z представляет собой опцию, отложенную на гори- влиять на цену, а не только поправку на количество зонтальной оси. Сходство между поправкой на коли- или стоимость опции. Теоретические основы гедони чество и методом стоимости опции очевидно, по- ческих регрессий подробно представлены в главе 21, скольку в обоих случаях цена соотносится с некото- а также кратко изложены далее в настоящей главе по рым показателем качества: размером или опцией. Ме- сле рассмотрения метода на примере персональных тод стоимости опции можно расширить, охватив не- компьютеров.


сколько показателей качества. Оба метода основаны 7.91. Следует отметить, что данный метод требует на получении оценок изменения цены в результате применения расширенного набора данных, включа изменения опции или размера — оценок угла накло- ющего значения определяющих цену качественных на. В случае внесения поправки на количество характеристик для каждого продукта. В рамках мето данные были получены с помощью продукта, иден- да сравнимых моделей каждому регистратору цен тичного заменяемому, если не учитывать различия в нужно было только собрать достаточный объем дан размерах. Оцененное значение угла наклона в этом ных по каждой модели, чтобы можно было идентифи случае было идеально определено с помощью двух цировать данную модель при последующей повтор элементов информации, как если бы проводился экс- ной регистрации цен. Расширение, которого требует перимент, характер которого предполагает контроль применение гедонического метода, состоит в том, что изменения других факторов качества путем сравне по каждой модели должны быть собраны данные обо ния цен на продукты, являющиеся, по существу, оди всех определяющих цену характеристиках. Как уста наковыми, исключая изменение количества (размера).

новлено в исследовании Меркела (2000), перечни 7.89. Точно такие же доводы применимы к мето контрольных вопросов о характеристиках продукта ду стоимости опций. Например, может существовать позволяют улучшить качество собираемых данных, а два полностью идентичных продукта, исключая на также служат для обеспечения требований гедоничес личие некоторой характеристики. Это дает возмож ких поправок (см. также главу 6 о сборе информации ность определить стоимость данной характеристики.

о ценах и работу Лиджи, 1994). Если какой-либо про Вместе с тем, иногда стоимость характеристики или дукт исчезает из продажи, применение гедонического опции приходится выделять из значительно больше метода позволяет идентифицировать любое различие го комплекса данных. Это может быть связано с тем, в характеристиках заменяющего продукта и, как будет что показатель качества охватывает относительно показано далее, связать стоимостную оценку с таки широкий диапазон возможных числовых значений ми различиями.

без непосредственно очевидной согласованной сто ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА 7.92. В приложении 7.1 к настоящей главе приве- изменения цены с учетом изменения качества для ПК дены данные о ценах и характеристиках по 64 персо- с различной тактовой частотой. Величина параметра – R 2 указывает на то, что 82 процента разброса цен объ нальным компьютерам (ПК), собранные на веб-сай тах британских отделений компаний Compaq и Dell в ясняется разбросом значений тактовой частоты. Было обнаружено, что t-статистика, используемая для тес июле 2000 года. На рисунке 7.2. представлена постро енная на основе этих данных диаграмма разброса, ко- тирования нулевой гипотезы о равенстве коэффици торая связывает цену (фунты стерлингов) и тактовую ента нулю, составляет 18,83: обращение к стандарт ным таблицам t-статистики показало, что нулевая ги частоту (МГц). Очевидно, что ПК, обладающие более высокой тактовой частотой, продаются по более вы- потеза отвергается на уровне одного процента. Тот соким ценам, то есть взаимосвязь является положи- факт, что оценка коэффициента отличается от нуля, тельной. В рамках описанного выше метода стоимос- на этом уровне значимости нельзя отнести к ошибкам ти опций переход от ПК с тактовой частотой 733 МГц выборки. Вероятность того, что в результате тестиро к 933 МГц включал бы измерение угла наклона пря- вания нулевая гипотеза была отвергнута ошибочно, мой между двумя единственными точками. Такой составляет 1 процент.

подход требует, чтобы существовали компьютеры с 7.93. Вместе с тем, как показывают данные при быстродействием 733 МГц и 933 МГц, полностью ложения 7.1, диапазон цен при заданной тактовой ча идентичные за исключением тактовой частоты. Из стоте — например, 933 МГц — может быть значитель рисунка 7.2. и приложения 7.1. очевидно, что сущест- ным. Диапазон достигает приблизительно 1000 ф.ст., что предполагает возможность влияния других качест вует несколько моделей ПК, имеющих одинаковую венных характеристик. В таблице 7.4. представлены тактовую частоту, но продающихся по различным це результаты решения уравнения регрессии, которые нам вследствие различия других параметров. Чтобы связывают цену с рядом качественных характеристик, оценить стоимость, присваиваемую дополнительным используя данные приложения 7.1. Такие оценки единицам частоты, нужна оценка угла наклона пря можно получить с помощью стандартных статистиче мой, которая наилучшим образом соответствует име ских и эконометрических программ, а также электрон ющимся данным. На рисунке 7.1. был использован ных таблиц.

фактический угол наклона;

что касается данных, 7.94. Во втором столбце представлены результаты, представленных на рисунке 7.2, оценку угла наклона полученные с помощью линейной регрессионной мо необходимо получить с помощью уравнения, описы дели, в которой в качестве зависимой переменной вы вающего линию, которая наилучшим образом соот ступает цена. Первой переменной здесь является так ветствует имеющимся данным, используя обычную товая частота (процессора) с коэффициентом 2,731 — регрессию методом наименьших квадратов. Уравне увеличение частоты на один МГц приводит к расчет ние регрессии может быть построено с помощью ному увеличению цены на 2731 ф.ст. (положительный стандартного статистического и эконометрического знак). При этом изменение тактовой частоты с программного обеспечения, а также электронных МГц до 933 МГц оценивается по расчетной цене таблиц. Эмпирическое (линейное) уравнение в этом 2,731 = 546,20 ф.ст. Этот коэффициент является ста случае имеет вид:

тистически значимым, то есть его отличие от нуля 658,436 3,261. (7.22) (нулевое воздействие) не обусловлено ошибками вы R 2 0,820 борки при уровне значимости, равном 0,1 процента.

Данная оценка коэффициента основана на много Коэффициент тактовой частоты представляет оценку мерной модели: такова степень влияния единицы из угла наклона прямой: изменение цены (3,261 ф.ст.) менения частоты на цену, если воздействие других пе в результате изменения частоты на один МГц. Этот ременных в уравнении контролируется. Предшеству коэффициент можно использовать, чтобы оценить ющий результат 3,261 в уравнении (7.22) был получен с помощью только одной переменной, и поэтому от личается от данного улучшенного результата.

Рисунок 7 Диаграмма разброса, демонстрирующая.2.

7.95. Выступающие в качестве переменных торго цены и тактовую частоту персональных компьютеров вые марки представляют собой условные коэффициен ты, принимающие значение 1, например, для компью теров Dell, и нулевое значение в других случаях. Хотя 2500 торговые марки сами по себе не являются качественны 2000 ми характеристиками, они могут служить в качестве пе 1500 ременных, представляющих другие факторы, такие как надежность или послепродажное обслуживание. Как, объясняется в главе 21, включение таких условных пе ременных, как торговые марки, позволяет также до не 0 200 400 600 800 1000 которой степени отразить сегментирование рынка по, группам покупателей. Подобные условные переменные РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Таблица 7 Результаты гедонической регрессии для персональных компьютеров Dell и Compaq.4.

Зависимая переменная Цена Логарифм цены Постоянная –725,996 (2,71)** 6,213 (41,95)*** Тактовая частота (процессор, МГц) 2,731 (9,98)*** 0,001364 (9,02)*** RAM (оперативная память), Mбайт) 1,213 (5,61) *** 0,000598 (5,00)*** HD (объем жесткого диска, Мбайт) 4,517 (1,96)* 0,003524 (2,76)** Торговая марка (контрольная модель: Compaq Deskpro) Compaq Presario –199,506 (1,89)* –0,152 (2,60)** Compaq Prosignia –180,512 (1,38)* –0,167 (2,32)* Dell –1.330,784 (3,74)*** –0,691 (3,52)*** Процессор (контрольный: AMD Athlon) Intel Celeron 393,325 (4,38)*** 0,121 (2,43)** Intel Pentium III 282,783 (4,28)*** 0,134 (3,66)*** Дисковод для конпакт-дисков (контрольный: CD-ROM)† CD-RW (компакт-диск, перезаписываемый) 122,478 (56,07)*** 0,08916 (2,88)** DVD (цифровой видеодисковод) 85,539 (1,54) 0,06092 (1,99)* Dell* Частота (МГц) 1,714 (4,038)*** 0,000820 (3,49)*** N 63 – R2 0,934 0, † Оперативное запоминающее устройство.

Цифровые значения в скобках представляют собой t-статистику, полученную при тестировании нулевой гипотезы о равенстве коэффициента нулю.

***, ** и * обозначают статистически значимые результаты на уровне соответственно 0,1 процента, 1 процента и 5 процентов при использовании односторонних критериев нормального распределения.

использовались и для других моделей или марок у отсутствующего ПК, внесение поправки к цене от (Compaq Presario и Compaq Presignia), за исключением сутствующего ПК заключается в повышении цены, одной (Compaq Deskpro), которая в данном случае бы- равном 200 х 4,465 = 893 фунта стерлингов. Аналогич ла принята в качестве контрольной модели, с которой ным образом можно определить и использовать чле сравниваются другие модели. В качестве коэффициен- ны, характеризующие взаимодействие, для других пе та торговой марки Dell служит оценка разницы между ременных. Оценку уравнений регрессии легко произ ее стоимостью и стоимостью марки Compaq Deskpro вести с помощью эконометрического или статистиче при постоянных значениях других переменных, то есть ского программного обеспечения, или средств анали Dell оказывается дешевле на 1330,78 ф.ст. Аналогичным за данных, встроенных в электронные таблицы. Опи образом, процессор Intel Pentium III оценивается на сание соответствующих процедур приводится во мно 282,78 ф.ст. дороже, чем AMD Athlon. гих работах, включая Кеннеди (Kennedy, 1998) и Мад 7.96. Тактовая частота процессоров оценивалась дала (Maddala, 1988). В главе 21 обсуждаются вопросы на основе данных о ПК компаний Dell и Compaq. Ес- эконометрики, относящиеся к оценке гедонических ли поправка на качество производится для сравнения регрессий.


– двух ПК Dell, можно утверждать, что данные о ПК 7.97. Величина R представляет собой часть раз Compaq следует игнорировать. Можно было бы про- броса цен, объясняемого эмпирическим уравнением.

извести отдельную оценку регрессий для каждой Выражаясь более формальным языком, это единица N t t минус отношение дисперсии остатков, i = 1 ( p – pi ) / i марки, но это жестко ограничило бы размер выборки.

N N из уравнения к дисперсии цен, i = 1 ( pit – p t ) 2 / N.

В качестве альтернативного варианта для перемен- i – ных, в отношении которых есть основания предпола- Черта над членом R указывает на то, что к этому вы гать отчетливо выраженный эффект взаимодействия ражению применена соответствующая корректиров торговой марки, можно использовать член взаимо- ка степени свободы, что необходимо при сравнении действия или условный угол наклона. Примером та- уравнений с различным количеством объясняющих – кой условной переменной может быть, скажем, «Dell переменных. При 0,934 (см. таблицу 7.4), значение R очень велико. Однако при внесении поправок на ка * Частота», которая принимает значение «тактовой – чество большое значение R может ввести в заблужде частоты», когда речь идет о ПК марки Dell, и нулевое ние. Во-первых, такие значения указывают на то, что значение в противном случае. Коэффициент этой пе объясняющие переменные отвечают за значительную ременной (см. таблицу 7.4) равен 1,714;

он представ часть разброса цен. Это может касаться относительно ляет собой оценку дополнительно возникающей (с большого количества видов товаров в рассматривае положительным знаком) цены на ПК Dell сверх той мый период. Конечно, это не то же самое, что предпо цены, которая уже возникла в результате стандартной лагать высокую степень точности прогнозов при вне стоимостной оценки возрастания тактовой частоты сении поправки к цене заменяющего продукта, пред на один МГц. Для ПК Dell она составляет 2,731 ф.ст. + ставленного единственной торговой маркой, в после 1,714 ф.ст. = 4,445 ф.ст. Таким образом, если тактовая дующий период. Точность прогнозируемых значений частота заменяющего ПК Dell на 200 МГц выше, чем ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА зависит не только от адекватности уравнения, но и от менные принимают значение 1, если продукт облада того, насколько характеристики продукта, цена кото- ет данной характеристикой, и нулевое значение — в рого прогнозируется, отклоняются от средних вели- противном случае. Вопросы выбора функциональ чин в выборке. Чем более необычным является про- ной формы более подробно обсуждаются в главе 21.

дукт, тем больше вероятностный интервал прогноза. 7.99. Взятие логарифмов от членов первого урав – Во-вторых, значение R показывает, какая часть раз- нения (7.23) позволяет преобразовать его во второе броса цен объясняется эмпирическим уравнением. уравнение, имеющее линейную форму. Это дает воз Может получиться так, что 0,90 разброса объясняет- можность использовать традиционно применяемую ся, тогда как 0,10 остается необъясненной. Если дис- формулу оценки по обычному методу наименьших персия цен очень велика, абсолютный разброс цен квадратов (ОМНК) для получения оценок логариф по-прежнему в значительной степени остается необъ- мов коэффициентов. Эти логарифмы, приведенные в – ясненным. Тем не менее, высокое значение R являет- третьем столбце таблицы 7.4, могут быть использова ся необходимым условием использования гедоничес- ны путем прямой интерпретации: при умножении на кого метода внесения поправок. 100 данные коэффициенты представляют собой про 7.98. Как правило, для гедонических регрессий центное изменение цены, возникающее вследствие следует использовать полулогарифмическое пред- изменения объясняющей переменной на 1 единицу.

ставление (глава 21). В качестве зависимой перемен- Так, при каждом увеличении тактовой частоты заме ной здесь выступает (натуральный) логарифм цены, няющего продукта (процессора) на один МГц, по однако для переменных в правой части уравнения со- сравнению с частотой отсутствующего продукта, име хранена обычная форма записи, следовательно, это ет место расчетное увеличение цены на 0,1364 про полулогарифмическое представление. При использо- цента. При использовании условных переменных ко вании двойного логарифмического представления эффициенты, умноженные на 100, представляют со переменные zi в правой части уравнения должны так- бой оценки процентного изменения цены, определя емые выражением (e – 1)100. Например, для переза же быть представлены в виде логарифмов. Однако ес ли какие-либо из этих переменных zi являются услов- писывающего дисковода CD-RW в сравнении с дис ными, принимая в некоторых случаях нулевое значе- ководом CD-ROM, позволяющего только считку, из ние, двойное логарифмическое представление стано- менение цены составляет 8,916 процента. Эти коэф вится невозможным, поскольку нельзя взять лога- фициенты включают некоторую систематическую рифм нуля. Таким образом, основной является полу- ошибку, в связи с чем к каждому коэффициенту в логарифмическая форма. Вопрос выбора линейного и (полу-) логарифмическом уравнении следует доба полулогарифмического представлений аналогичен вить половинное значение его дисперсии, прежде чем рассмотрению аддитивной и мультипликативной использовать этот коэффициент (Тикенс и Коэртс) форм, обсуждавшихся ранее в пунктах 7.39–7.40. В (Teekens and Koerts, 1972). Для дисковода CD-ROM соответствии с линейной моделью, например, цена значение t-статистики составляет 2,88, что равно ко ПК на базе процессора Intel Pentium III была бы выше эффициенту, деленному на величину его стандартной на 282,78 ф.ст. по сравнению с ПК с процессором ошибки, определяемой как 0,08916/2,88=0,03096, AMD Athlon, независимо от цены ПК. Такая практи- с дисперсией: 0,0309622 = 0,000958. Для внесения по ка является общепринятой для стратегии установле- правки следует прибавить 0,000958/2 к 0,08916, что ния цен с помощью Всемирной сети. Однако чаще дает результат 0,089639 или 8,9639 процента.

всего одни и те же опции оцениваются по более высо- 7.100. Данный подход особенно продуктивен в тех кой цене для товаров и услуг, относящихся к высшему случаях, когда рынок не позволяет выявить цену ка ценовому сегменту рынка. В этом случае уравнение чественных характеристик, необходимую для внесе (7.22) для многомерной модели принимает следую- ния поправок. Рынки позволяют выявить цены на щую форму: продукты, а не на качественные характеристики, по этому продукты целесообразно рассматривать как = ln =....

z3 zn z1 z 0 1 2 3 связанные группы характеристик. Достаточно боль n (7.23) шая совокупность данных о продуктах с их характери ln z1 ln z 2 ln z 3 ln.....z n ln ln 0 1 2 3 n стиками и достаточная изменчивость набора характе ристик для разных продуктов позволяют с помощью Обратите внимание на то, что это уравнение записа- гедонической регрессии получить оценки для неяв но в полулогарифмической форме;

при этом берется ных цен этих характеристик. Теоретические положе логарифм только переменной в левой части уравне- ния, на которых основываются такие оценки, обсуж ния, то есть цены. Каждая из характеристик zi входит даются в главе 21. Несколько способов, применяемых в уравнение регрессии без взятия от нее логарифма. для реализации данного метода, изложено ниже.

Такой подход обладает тем преимуществом, что по- 7.101. Прежде всего, следует упомянуть интерпре зволяет включать в правую часть уравнения условные тацию коэффициентов гедонических регрессий. По переменные, указывающие на наличие или отсутст- дробно этот вопрос обсуждается в главе 21;

здесь же в вие некоторой характеристики. Такие условные пере- краткой форме сформулированы только выводы. Ра РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА нее существовало ошибочное мнение, согласно кото- де, описанная в пунктах 7.44–7.71, может быть неце рому коэффициенты, применяемые при реализации лесообразной в связи с тем, что достоверность неяв гедонических методов, представляют собой оценки ных предположений представляется маловероятной.

потребительской стоимости в противоположность В подобных случаях практические потребности эко стоимости затрат. Первая из этих концепций исполь- номической статистики требуют внесения поправок зуется при построении индекса потребительских цен, на качество в явном виде. Не предпринимать ника тогда как вторая относится к построению ИЦП. Ро- ких действий на том основании, что показатели не зен в своей работе (Rosen, 1974) установил, что гедо- являются подходящими концептуально, означало нические коэффициенты могут отражать как стои- бы на практике игнорировать изменения качества и мость для потребителей, так и стоимость затрат, то привело бы к неправильным результатам. Гедоничес есть отражают одновременно факторы спроса и пред- кие методы представляют собой ценный инстру ложения. В эконометрике возникающая в связи с мент, позволяющий эффективно использовать дан этим проблема называется задачей идентификации;

ные о соотношении «цена-качество», полученные с иными словами, наблюдаемые данные не позволяют помощью других существующих на рынке продук выполнить оценку базовых параметров спроса и тов, для внесения поправок к цене продукта с учетом предложения. Предположим, что продавцы исполь- изменений одной или нескольких характеристик.

зуют одну и ту же производственную технологию, но 7.102. Правильное применение гедонической предлагают свои продукты различным покупателям. регрессии требует проверки коэффициентов эмпи Тогда гедоническая функция описывает цены харак- рического уравнения, с тем чтобы убедиться, что они теристик, которые фирма предлагает при данной имеют смысл. Можно было бы утверждать, что само преобладающей технологии в соответствии с сущест- многообразие различных вкусов и технологий вмес вующей структурой вкусов. Поскольку вкусы потре- те с взаимодействием факторов спроса и предложе бителей различаются, продукты, появляющиеся на ния, которые определяют оценку коэффициентов рынке, представляют собой результат стремления (глава 21), делают маловероятной получение «разум фирм удовлетворить предпочтения потребителей при ных» оценок с помощью таких регрессий. Фирма постоянной технологии и уровне прибыли. Структура может, например, сократить норму прибыли, отно предложения может быть выявлена с помощью гедо- сящуюся к какой-либо характеристике, по сообра нической функции цены. Предположим теперь, что жениям, связанным с реализацией долгосрочных между продавцами существуют различия, но вкусы стратегических планов;

в результате для желаемой покупателей совпадают. В этом случае гедоническая характеристики может быть получен даже отрица функция p(z) позволяет идентифицировать структуру тельный коэффициент (Пэйкс) (Pakes, 2001). Дан спроса. Из двух этих возможных допущений единооб- ный пример не говорит о бесполезности проверки разие вкусов представляется маловероятным, тогда гедонических коэффициентов как составной части как более вероятным является единообразие техноло- стратегии оценки эмпирических гедонических урав гий, особенно если ограничения на доступ к техноло- нений. Во-первых, в этой области были проведены гиям в долгосрочном плане отсутствуют. В контексте обширные эмпирические исследования, результаты составления индекса потребительских цен в работе которых в основном свидетельствовали об обосно Гриличеса (1988, с. 120) утверждается следующее: ванности отдельных коэффициентов. Даже с течени ем времени характер снижения отдельных коэффи «По моему мнению, гедонический метод преду циентов вполне поддавался разумному объяснению сматривает попытку оценить различные аспекты (ван Муллиген) (van Mulligen, 2003). Некорректные бюджетных ограничений, с которыми сталкива коэффициенты эмпирических уравнений являются ются потребители, позволяя тем самым выпол исключением и должны рассматриваться с некото нить оценку «отсутствующих» цен при изменении рой осторожностью. Во-вторых, можно с большей качества. Сам по себе метод не связан с оценкой уверенностью полагаться на эмпирическое уравне функций полезности, хотя его, возможно, целесо образно использовать и для этих целей… в дейст- ние с имеющими смысл коэффициентами, которое вительности он оценивает геометрическое место обеспечивает высокую точность прогнозов, чем на пересечения кривых спроса различных потреби- уравнение, которое может также обеспечивать тре телей, вкусы которых могут различаться, и кривых буемую точность, но не обладает имеющими смысл предложения различных производителей, кото- коэффициентами. В-третьих, если коэффициент ка рые могут использовать разные технологии про- кой-либо характеристики не имеет смысла, причи изводства. Поэтому вряд ли возможно точно оп ной этого, возможно, является мультиколлинеар ределить степень полезности и функции стоимос ность — проблема, связанная с данными, и следует ти, основываясь только на этих данных, за исклю произвести специальную проверку, чтобы выяснить, чением весьма особых обстоятельств».

так ли это (см. приложение 21.1 к главе 21).

Таким образом, в этом вопросе необходимо зани- 7.103. Ниже рассматривается реализация гедони мать прагматическую позицию. Во многих ситуаци- ческих методов для оценки поправок на качество в ях поправка к ценам с учетом качества в неявном ви- случае сравнимых продуктов, которые более не явля ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА ются доступными. Рассмотрим продукты l, m и n, из 7.104. Гедоническое условное исчисление: сравнение которых продукт l имеется в периоды t и t + 2, «ста- прогнозируемой цены с фактической. При использова рый» продукт m присутствует только в период t, а за- нии этого метода гедоническая регрессия натурально меняющий продукт n — только в период t + 2. Про- го логарифма цены на модель i в период t, характери t дукты определяются при помощи своих характерис- стики которой представлены в виде zki, оценивается тик качества z, например, продукт m можно предста- для каждого месяца с помощью уравнения:

вить в виде, а цена продукта m в период t, как пред K ставлено ниже, составляет. Сопоставление цен ина ln pit t t t t (7.24) z ki t + сравнимые продукты с характеристиками z lt и z l не k i k представляет собой проблемы, поскольку они облада ют одинаковыми характеристиками качества продук Допустим, что цена на продукт m, имеющийся в янва та l. Однако в отношении продукта m проблема дейст ре (период t), отсутствует в марте (период t +2). Цену вительно существует. Применение метода гедоничес на продукт m в марте можно прогнозировать, введя кого условного исчисления позволило бы предсказать характеристики старого отсутствующего продукта m в цену характеристик продукта m в период t + 2 по це эмпирическое уравнение регрессии для марта, и ана нам характеристик, полученных с помощью оценки t+2 логичным образом — в уравнения для последующих гедонической регрессии в период t + 2, то есть pm :

месяцев. Прогнозируемая цена на этот старый про дукт в марте и сравнение с ценой января (период t) t t+ Продукт/период могут быть представлены, соответственно, следую plt plt+ l щими выражениями:

t p m+ t m pm t p t+ t t p m 2 / p m (7.25a) n pn t2 t2 и t t pm 2 exp y z k,m n k 0 k В этом случае характеристики продукта m сохраня t +2 Таким образом, цена старой модели прогнозируется ются постоянными в соотношении сравнения pm / t для периода t+2 и используется в качестве замены. В pm. Аналогичную процедуру можно применить в от примере, приведенном в таблице 7.1(a), цены p23, p24, ношении заменяющего продукта n, используя соот t и т.д. и p63, p64 и т.д. оценивались бы и сравнивались с ношение сравнения pnt+2/ pn. В этом соотношении ха ценами p21 и p61 соответственно. Оставшиеся в табли рактеристики продукта n сохраняются постоянны це 7.1(a) пробелы для продуктов 2 и 6 были бы эффек ми и сравниваются по ценам периода t +2 и периода тивно заполнены значениями расчетной цены, полу t. Эти методы условного исчисления излагаются ни ченными с помощью уравнения регрессии.

же. Тем не менее, существует также другой метод, 7.105. Альтернативная процедура заключается предусматривающий внесение поправок. В этом в выборе заменяющего продукта n для каждого отсут случае характеристики заменяющего продукта n ствующего продукта m. В этом случае цена продукта n идентифицируются и сравниваются с характеристи в период t +2 известна, и необходимо получить про ками старого продукта m с помощью формулы t+2 t гнозируемую цену n в период t. Прогнозируемая цена (z n – z m), а оценки коэффициентов гедонических нового продукта и необходимое сравнение цен могут уравнений используются для оценки величины изме быть представлены следующими выражениями:

нений. Оба этих метода, гедонические условные ис числения и гедонические поправки, рассматриваются pn далее более подробно. Такое условное определение t zk,n t exp y t t t и (7.25b) pn отсутствующих цен полностью отличается от приме- t k k pn нения гедонических индексов цен, которые рассмат риваются в пунктах 7.132–7.149 и главе 21. В послед Таким образом, цена на новую модель скорректиро нем случае гедонические регрессии используются для вана. В данном случае характеристики продукта n вве составления гедонических индексов цен, включаю дены в правую часть эмпирического уравнения рег щих все цены с поправкой на качество, при помощи рессии для периода t. Сравнения цен в уравнении выборки всех данных в каждый период без условного (7.25a) могут быть взвешены по, как и соотношения определения отсутствующих цен. Условное определе для заменяющего продукта в уравнении (7.25b).

ние отсутствующих цен представляет собой вариант 7.106. Еще один вариант заключается в расчете частичного применения гедонического метода для ус среднего геометрического выражений в уравнениях ловного исчисления цен на отсутствующие продукты (7.25a) и (7.25b) на основаниях, подобных тем, ко или на несравнимые замены для отсутствующих про торые рассматриваются в главе 15 и работе Дивер дуктов, когда используется метод сравнимых моде та (Diewert, 1997) применительно к аналогичным лей, и данные о цене какого-либо из продуктов индексам.

представителей отсутствуют.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА 7.107. Гедоническое условное исчисление: сравнение t t t t t ( z nk pn pm exp z mk ).



Pages:     | 1 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 42 |
 





 
© 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.