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 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 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 13 ] --

прогнозируемой цены с прогнозируемой. В данном ме- (7.27b) k k тоде используются прогнозируемые значения, допу стим, для продукта n в обоих периодах, например, Поправки в этих случаях вносятся с помощью про pnt + 2 / pnt. Рассмотрим проблему ошибочной специфи гнозируемых значений. Однако в отличие от форм t кации в гедоническом уравнении. Например, может представления в уравнении (7.27b) оценку pn можно иметь место эффект взаимодействия между условной выполнить, применяя подмножество из k характе переменной торговой марки и характеристикой, — ристик, отличающих m от n, к соответствующим не как, например, обстоит дело в случае с персональным явным ценам в период t, оцениваемым с помощью компьютером фирмы Dell и тактовой частотой в при- гедонической регрессии, а затем внося поправку к мере, приведенном в таблице 7.4. Наличие обеих ха- t цене pm.. Например, если продукт 3 был ближайшей рактеристик может оцениваться выше в ценовом вы- заменой для продукта 2, характеристики, отличаю ражении (в полулогарифмической форме), чем нали- щие эти два продукта друг от друга, идентифициру чие каждого из отдельных их компонентов (сведения ются, после чего оценка, p 31, цены в базисном перио об эффектах взаимодействия см. в работе Карри и др. де, выполняется путем внесения поправки к цене p (Curry et al., 2001)). Использование соотношения с помощью соответствующих коэффициентов гедо pnt+2/ nt будет обманчивым, поскольку фактическая це p нической регрессии в данном месяце. В случае сти на в числителе будет включать 5-процентную пре- ральных машин, например, если бы при прочих рав мию, в то время как прогнозируемая цена, получен- ных условиях скорость отжима продукта 2 составля ная с помощью простого полулогарифмического ла 800 об/мин, а продукта 3 — 1100 об/мин, скрытая представления — нет. Следует подчеркнуть, что при цена разницы, равной 300 об/мин, оценивалась бы использовании этого метода фактическая регистри- с помощью гедонической регрессии, после чего руемая цена заменяется условно исчисленной. Эта за- цена p 21 была бы скорректирована для сравнения с мена нежелательна, но в то же время не является опи- ценой p 33. Следует принять во внимание, что если санной выше формой систематической ошибки. В ра переменные z совокупности характеристик являют боте Диверта (2002e), в которой рассматривается ана ся полностью независимыми друг от друга, резуль логичная проблема, предложена корректировка, поз таты данного метода будут аналогичны результатам, воляющая снова привести фактическую цену в соот полученным с помощью уравнения (7.25). Это вы ветствие с гедонической. Сравнения, основанные на звано тем обстоятельством, что вследствие мульти использовании прогнозируемых значений в обоих пе коллинеарности — взаимозависимости между пере риодах, задаются в следующей форме:

менными, находящимися в правой части гедонис тического уравнения, — оценки коэффициентов pnt+2 / pnt для нового продукта, являются неточными (см. главу 21). Гедонические pm+ 2 / pm для исчезающего или t t уравнения условных исчислений и поправок, запи старого продукта, или санные в форме (7.25b) и (7.27b) обладают некото [( pnt+2 / pnt )( pm+ 2 / pm )]1/ t t (7.26) рыми преимуществами по сравнению со своими аналогами (7.25a) и (7.27a), поскольку в этом случае нет необходимости обновлять уравнение регрессии в качестве среднего геометрического этих двух в каждый период. Однако уравнения (7.25b) и соотношений.

7.108. Гедонические поправки. В рамках этого ме- (7.27b) обеспечивают эффективное сравнение по стоянной фиксированной корзины характеристик тода используются заменяющие продукты и выявля текущего периода, тогда как уравнения (7.25a) и ются любые различия между k характеристиками за (7.27a) сравнивают фиксированную корзину харак мены n, например, в период t + 2 и продукта m в пери теристик базисного периода цен. Причин для того, од t. Выполняется оценка прогнозируемой цены про чтобы предпочесть один из этих вариантов другому, дукта m, скорректированной с целью обеспечения не существует, а если разница (или разброс) между совместимости с продуктом n, в период t, то есть це на pm+ 2 сравнивается с фактической ценой pm посред t t двумя индексами велика, это может послужить ос ством формулы: нованием для того, чтобы с осторожностью подойти к вопросу о выборе одного из них или среднего гео метрического значения двух. Регулярное обновле t t t2 t t pm 2 pn 2 exp ( z nk 2 (7.27a) z mk ) k ние гедонических регрессий, вероятно, позволит k свести этот разброс к минимуму.

7.109. Гедонические методы: внесение косвенной по или наоборот, оценивается прогнозируемая цена про правки. Косвенная поправка может быть внесена для дукта n, скорректированная с целью обеспечения сов t местимости с продуктом m, в период t, то есть цена pn текущего периода, когда необходимо только оценить t+ сравнивается с фактической ценой pn посредством гедоническую регрессию в базисный период t, ис формулы: пользуя соотношение:

ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА ческого уравнения. Уравнение регрессии можно t t pn 2 pn применять для прогнозирования цен по каждому (7.28) t t pm pm продукту, подставляя значения характеристик про дуктов в объясняющие переменные. Разница между Первый член представляет собой изменение цены фактическими ценами и этими прогнозируемыми для старого и заменяющего продуктов в периоды t и результатами представляет собой остаточные t + 2 соответственно. Однако качество продукта так- ошибки. Систематическая ошибка или неточные, а же изменилось, поэтому данное изменение цены вследствие этого дезориентирующие результаты необходимо разделить на показатель изменения ка- могут возникать под действием ряда факторов, чества. Во втором члене гедоническая регрессия в включая гетероскедастичность (непостоянная дис период t используется как в числителе, так и в зна- персия остатков, заставляющая предполагать нали менателе. Значения коэффициентов — скрытых цен чие нелинейности или пропуск релевантных объяс каждой характеристики — сохраняются постоянны- няющих переменных), ненормальное распределе ми. Тем не менее, прогнозируемые цены различают- ние ошибок, а также мультиколлинеарность, когда ся, поскольку характеристики включаются в числи- две или большее количество объясняющих пере тель и знаменатель в разном количестве: характерис- менных связаны между собой. Последнее явление в тики заменяющего продукта n включены в числитель, особенности оценивается как «бич гедонических а характеристики старого продукта m — в знамена- регрессий» (Триплетт, 1990). Подобные экономет тель. Показателем служит изменение цены после ис- рические проблемы обсуждаются в контексте гедо ключения (путем деления) изменения количества ха- нических регрессий (Берндт, 1991, Берндт и др., рактеристик каждого продукта при постоянной цене 1995, Триплетт, 1990, Гордон, 1990, Силвер, 1999, а периода t. Конечно, концептуально постоянная стои- также в главе 21), а в более общем плане — в рабо мостная оценка по регрессии периода t + 2 была бы тах Кеннеди (1998) и Маддалы (1988). Если есть ос в равной степени достоверна, а среднее геометриче- нования предполагать наличие мультиколлинеар ское двух значений — идеально. Однако если гедо- ности, то, по обсуждавшимся выше причинам, нические регрессии не могут быть рассчитаны в рекомендуется использовать прогнозируемые зна реальном времени, данный подход является ком- чения, а не отдельные коэффициенты.

промиссным. По мере увеличения разброса резуль- 7.111. Во-вторых, оценки коэффициентов долж татов для текущего и базисного периода достовер- ны регулярно обновляться. Если вносится поправка к ность оценки снижается. По существу, оценки рег- цене старой модели, то сравнение выполняется для рессий следует регулярно обновлять с помощью цены старой модели в некотором базисном периоде, оценок старого и текущего периодов, выполняя скорректированной с учетом качественных различий ретроспективное сравнение результатов в качестве между старой и новой моделями, с использованием проверки их достоверности. коэффициентов эмпирического гедонического урав нения в базисном периоде цен в качестве оценок ве личины таких различий, как в уравнении (7.27b). На Ограничения гедонического подхода первый взгляд, необходимость в ежемесячном обнов 7.110. Следует принимать во внимание сущест- лении оценок коэффициентов отсутствует. Однако вующие ограничения гедонического подхода, неко- следует учитывать, что стоимостная оценка характе торые аспекты которых обобщены ниже (см. также ристики в базисном периоде цен может совершенно главу 21). Во-первых, оценка уравнений в рамках не соответствовать оценке в новый период. Напри данного подхода требует высокой квалификации в мер, в базисном периоде некая характеристика может области статистики. Наличие удобного для пользо- добавлять к цене дополнительные 5, а не 10 процен вателя программного обеспечения со встроенными тов, как в текущем периоде, поскольку на этапе внед средствами обработки регрессий может сделать ре- рения она могла предлагаться со скидкой, с тем чтобы шение этой задачи менее проблематичным. Стати- стимулировать использование данной характеристи стические и эконометрические программы выпол- ки потребителями. Продолжение использования ко няют ряд диагностических тестов, позволяя сделать эффициентов некоторого отдаленного периода для вывод о том, является ли удовлетворительным внесения поправок к ценам в текущем периоде анало окончательное представление модели. Это диагнос- гично использованию устаревших весов базисного – тирование включает R как показатель общей объ- периода. В этом случае сравнение, даже хорошо опре ясняющей способности уравнения, а также прове- деленное, имело бы мало смысла. Если поправки к рочную статистику по F-критерию и t-критерию, ценам старого продукта с учетом различий в качестве позволяя проверять, отличается ли от нуля разница вносятся в базисном периоде цен при помощи гедо между коэффициентами объясняющих перемен- нических оценок этого периода, необходимо обнов ных, совместно и в отдельности, при заданных лять оценки, которые можно считать устаревшими, уровнях статистической значимости. Большая например, в связи с изменением вкусов или техноло часть этой статистики использует ошибки эмпири- гий, и сращивать новые оцениваемые сравнения со РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА старыми. Таким образом, рекомендуется регулярно щих переменных и общая эконометрическая модель обновлять гедонические оценки при использовании взаимосвязи, тогда как конечная модель, из которой условных исчислений или поправок, особенно если исключается ряд переменных, является более конкре существуют свидетельства нестабильности параметра тизированной. Исключение тех или иных перемен за различные периоды времени. В идеальном вариан- ных обусловлено результатами экспериментирования те следует использовать либо среднее геометрическое с различными вариантами представлений и наблюде выражений (7.25a) и (7.25b), либо (7.27a) и (7.27b), но ния за их влиянием на диагностическую проверочную для этого необходимо обновлять гедонические рег- статистику, включая общую пригодность модели и со рессии в режиме реального времени. ответствие знаков и величин коэффициентов предва 7.112. В-третьих, выборка цен и характеристик, рительным ожиданиям. В работе Риза (2000), напри используемых для внесения гедонических поправок, мер, упоминается о том, что исходная гедоническая должна подходить для этой цели. Если данные для та- регрессия, предназначенная для институтских учеб кой выборки собирают в определенной торговой точ- ников США, которая включала приблизительно ке или точке определенного типа, торговом предпри- объясняющих переменных, была сокращена затем до ятии или на веб-странице, а затем используют для 14 таких переменных при очень незначительной поте внесения поправок к ценам на несравнимые продук- ре объясняющей способности.

ты, продаваемые в других торговых точках, необходи- 7.114. Наконец, в работе Башера и Лакруа мо, по крайней мере, интуитивное понимание того, (Bascher and Lacroix, 1999) перечислено несколько что предельная полезность характеристик в разных требований, предъявляемых к успешной разработке торговых точках должны быть одинаковой. Аналогич- и использованию гедонической поправки на качест ный принцип применяется в отношении торговых во при составлении индекса потребительских цен, и марок продуктов, включенных в выборку для гедони- отмечается, что их реализация требует крупных вло ческой регрессии. Следует иметь в виду, что одни жений в течение длительного времени, включая та – только высокие значения статистики R не обеспе- кие составляющие, как:

чивают надежных результатов. Такие высокие значе- • интеллектуальная компетентность и достаточ ния возникают при расчете регрессий в периоды, ный период времени на разработку и переоценку предшествующие их применению, и указывают на до- модели, а также на ее применение при замене лю разброса цен по многим продуктам и торговым продуктов;

маркам. Сами по себе они не являются показателем • доступ к подробным и надежным данным о харак ошибки прогнозирования для определенного продук теристиках продуктов;

та, продаваемого в конкретной торговой точке и име • надлежащая организация инфраструктуры сбора, ющей данную торговую марку, в последующий пери проверки и обработки данных.

од, хотя и могут быть важными составляющими тако 7.115. Гедонические методы позволяют также го показателя.

усовершенствовать порядок внесения поправок на 7.113. В-четвертых, существует проблема функ качество в индекс потребительских цен, указывая, циональной формы уравнения и выбора включаемых какие характеристики продукта, по-видимому, не в модель переменных. Как правило, простые функцио оказывают существенного воздействия на цену. Та нальные формы работают хорошо. К ним относятся ким образом, если заменяющий продукт отличается линейная, полулогарифмическая (логарифм с левой от старого только теми характеристиками, которые стороны уравнения) и двойная логарифмическая (ло при проведении гедонического анализа не были гарифмы с обеих сторон) формы. Эти проблемы об приняты в качестве определяющих цену перемен суждаются в главе 21. Спецификация модели должна ных, это дает основания считать продукты сравни включать все характеристики, определяющие цены.

мыми или эквивалентными, и рассматривать всю Некоторые авторы рекомендуют использовать самые разницу в цене, если таковая имеет место, как чистое простые формы с минимальным количеством пере изменение цены. К проведению такого анализа не менных, до тех пор пока обеспечивается высокая про обходимо подходить с определенной осторожнос гнозирующая способность (Коксимэки и Вартиа, тью, поскольку характерное свойство мультиколли 2001). В работе Шеплер (2000) в гедонические регрес неарности оценок регрессий заключается в том, что сии для холодильников — достаточно однородного неточность оценок параметров может привести к по продукта — включены 33 переменные. К ним отно лучению таких статистических критериев, которые сятся девять условных переменных для торговой мар не отвергают ложные нулевые гипотезы, то есть не ки и четыре для цвета, пять типов торговых точек, три признают значимыми оценки параметров, которые региона в качестве управляющих переменных, а так являются значимыми. Тем не менее, результаты, по же 11 характеристик, включая емкость, типы льдоге лученные с помощью таких регрессий позволяют нератора, контроль потребления электроэнергии, до получить ценную информацию о степени влияния полнительные ящики, звукоизоляцию, увлажнитель и устройство фильтрации. Обычно в начале исследо- различных характеристик на разброс цен, что, в вания используется большое количество объясняю- свою очередь, помогает правильно выбрать заменя ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА ющие продукты. В работе Райнсдорфа, Лиджи и звеньев сравнимых сопоставлений, объединенных Стюарта (1996) уверенность в правильности замены путем последовательного умножения, образуют цеп продуктов и внесения поправок к ценам с учетом ка- ной сравнимый индекс. В противном случае могут чества, возросшая благодаря использованию гедони- использоваться гедонические индексы, которые не ческого подхода, при одновременном уменьшении требуют сопоставления сравнимых моделей. При зависимости от «увязки» рассматривается как значи- менение таких методов обсуждается в пунктах тельное преимущество с точки зрения измерения ди- 7.132–7.149. Как минимум, следует уделять внима намики цен на одежду при составлении индекса по- ние более регулярному обновлению выборок про требительских цен в США. Результаты гедонических дуктов. Продолжительное использование долго регрессий играют определенную роль в идентифика- срочного отбора сравнимых продуктов приведет к ции определяющих цену характеристик и могут ока- сокращению выборки и потребует применения аль заться полезными для составления перечней кон- тернативного подхода к долгосрочному отбору.

трольных вопросов по качеству при сборе информа- 7.118. Рассмотрим изменение качества продукта, ции о ценах (глава 6). предположив, что заменяющий продукт имеется в на личии. Отбор сопоставимого продукта, согласно той же спецификации, и использование его цены как це Выбор метода внесения ны сопоставимой замены требует, чтобы никакая часть поправок на качество разницы в цене не была обусловлена изменением ка чества. Он требует также уверенности в том, что все 7.116. Выбор метода корректировки цен с учетом факторы, определяющие цену, включены в специ качества представляет некоторые сложности. Анали- фикацию. Кроме того, заменяющий продукт должен тик должен проанализировать существующую техно- быть репрезентативным, так чтобы на его долю при логию и рынок для каждого товара и выработать наи- ходилась достаточно большая часть продаж. Необ более подходящие методы. Это не означает, что мето- ходимо с осторожностью подходить к замене почти ды, выбранные для одной товарной группы, не будут устаревших продуктов с необычными ценами, нахо зависеть от методов, выбранных для других групп. дящихся в конце своего жизненного цикла, анало Опыт, накопленный при использовании одного мето- гичными продуктами, на долю которых приходится да, может побудить к его использованию и в других относительно небольшой объем продаж, или про областях, а интенсивное использование ресурсов для дуктами с достаточно большим объемом продаж, но изучения одного товара, возможно, приведет к сни- которые находятся на других стадиях своего цикла.

жению использования ресурсов для других товаров. В Принципы исправления последствий воздействия разных странах в отдельных товарных группах могут таких факторов обсуждаются далее в настоящей главе применяться различные методы, что вызвано неоди- и в главе 8, в том числе досрочная замена, которая наковыми возможностями доступа к данным, отно- производится, до того как в стратегиях установления шениями с управляющими торговых точек, ресурса- цен на эти продукты появятся различия.

ми, квалификацией составителей, а также особеннос- 7.119. Рисунок 7.3 иллюстрирует ситуацию, когда тями производства и рынка данного продукта в этих различия в качестве поддаются количественному странах. Рекомендации по выбору метода непосред- определению. Оценки в явном виде обычно считаются ственно обусловлены описанными выше характерис- более надежными, хотя они также требуют больших тиками этих методов. Существенную роль при выбо- затрат ресурсов, по крайней мере, вначале. После раз ре оптимального метода играют хорошее понимание работки соответствующей методологии их часто мож методов и их явных и неявных предположений. но использовать повторно. В этом случае труднее дать 7.117. На рисунке 7.3 представлена схема процес- общие рекомендации, так как выбор зависит от мно са принятия решения. Предположим, что использу- жества обсуждавшихся выше факторов, которые ется метод сравнимых моделей. Если сравнимый позволяют повысить надежность оценок в каждой си продукт отбирается с целью повторной регистрации туации. Наиболее важную роль играет качество дан цен, изменения в спецификации отсутствуют, и по- ных, на которых основываются оценки. В случае от правки на качество не требуется. Это простейшая из сутствия надежных данных допустимо использовать всех процедур. Однако здесь необходимо сделать субъективные суждения. Различия между продуктами оговорку. Если продукт относится к высокотехноло- часто носят сугубо технический характер, поэтому их гичной отрасли, в которой замена моделей происхо- бывает очень трудно выявить и определить количест дит быстро, совпадающая выборка может стать нере- венно. Надежность метода зависит от квалификации презентативной для генеральной совокупности опе- экспертов и различий во мнениях. Таким образом, раций. В ином случае отбор сравнимых продуктов предпочтительными являются оценки, основанные может осуществляться с помощью метода сцепле- на объективных данных. Удовлетворительные оценки ния, в рамках которого цены на продукты в некото- издержек производства в отраслях, отличающихся ста рый период сравниваются с ценами в предшествую- бильными технологиями и идентифицируемыми по щий период, образуя звено. Ряд последовательных стоянными розничными надбавками, где различия РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА 7.3 / ?

?

?

?

— : :

,,..

/ / : -, -, ;

.

, (2002).

между старыми и заменяющими продуктами опреде- ными. Вместе с тем, оценки розничной надбавки под ляются с исчерпывающей полнотой, являются надеж- вержены ошибкам, поэтому обычно предпочитают ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА использовать метод стоимости опций. Этот метод тре- уверенности в адекватности производимых явных и бует, чтобы старый и новый продукты отличались лег- сопоставимых замен.

ко идентифицируемыми характеристиками, рассмат- 7.122. Систематическая ошибка, возникающая риваемыми в качестве опций, цена на которые опреде- при выполнении условного исчисления, непосредст ляется или уже была определена отдельно. венно связана с долей отсутствующих продуктов и 7.120. Использование гедонических регрессий для разницей между скорректированными с учетом каче частичной замены отсутствующих данных наиболее ства ценами сравнимых продуктов, которые имеются целесообразно в тех случаях, когда в наличии имеют- в наличии, и скорректированными с учетом качества ся данные о ценах и характеристиках для некоторого ценами отсутствующих продуктов (см. таблицу 7.2.).

набора моделей и можно полагать, что характеристи- Характер и величина систематической ошибки зави ки хорошо предсказывают и объясняют изменчивость сят от того, какой вид условного исчисления исполь цен с помощью априорных доводов и эконометриче- зуется — краткосрочное или долгосрочное (первое ских терминов. Их имеет смысл использовать в тех предпочтительнее), а также от состояния рынка случаях, когда стоимость опции или изменение ха- (см. пункты 7.159.–7.173.). С практической точки рактеристик невозможно независимо идентифициро- зрения условное исчисление дает тот же результат, что вать, поэтому данные о них приходится получать ис- и исключение продукта-представителя. Включение ходя из цен, по которым продаются на рынке товары условно исчисленных цен может создать иллюзию с различными спецификациями. Оценки регрессион- большего размера выборок. Условное исчисление с ных коэффициентов представляют собой оценку меньшей вероятностью приведет к появлению систе вклада единичного изменения характеристики в цену матической ошибки, если доля отсутствующих цен продукта с учетом эффекта воздействия разброса, невелика. Таблицу 7.2. можно использовать для оцен присущего другим характеристикам. Такие оценки ки вероятной величины погрешностей, возникающих особенно хорошо подходят для измерения величины при использовании условного исчисления, при этом изменений качества продукта, когда изменяется толь- решение об их допустимости может приниматься на ко заданный набор характеристик и требуется стои- основе оценочного суждения. Использование услов мостная оценка изменения только этих характерис- ного исчисления со включением многих продуктов тик. Результаты гедонических регрессий можно ис- необязательно приводит к накоплению ошибок, по пользовать для того, чтобы определять наиболее ти- скольку, как отмечалось раньше, при обсуждении пичные характеристики, применяемые для отбора данного метода, направленность ошибки необяза продукта. Синергетический эффект отбора цен в со- тельно должна иметь систематический характер. Бла ответствии с характеристиками, выявленными с по- годаря легкости использования, метод является эф мощью гедонической регрессии в качестве определя- фективным в плане затрат для товарных групп, ха ющих цену, и их последующего использования для рактеризующихся большим количеством отсутствую внесения поправок на качество, должен обеспечить щих продуктов. Однако в случае широкого примене хорошие результаты. Этот метод следует применять в ния метода следует очень внимательно анализировать тех случаях, когда доля замен несопоставимыми про- базовые предположения, необходимые для выполне дуктами высока, а различия между старыми и новыми ния условного исчисления. Ни в коем случае не сле продуктами хорошо поддаются определению с помо- дует рассматривать условное исчисление как общую щью большого количества характеристик. универсальную стратегию, а статистическим ведомст 7.121. В случае, когда оценки качества в явном ви- вам не рекомендуется относиться к нему как к инст де отсутствуют и не представляется возможным подо- рументу, используемому по умолчанию, без должного брать подходящие заменяющие продукты, можно анализа характера рынков, возможности определения прибегнуть к условному исчислению. Метод условного цели исчисления и обоснованности оценок, получен исчисления выглядит привлекательным с точки зрения ных при помощи выборок используемого размера, ес экономного использования ресурсов. Его относи- ли применяется такое определение цели.

тельно несложно реализовать, хотя может оказаться 7.123. Если старый и заменяющий продукты целесообразным выполнить проверку достоверности имеются одновременно, и если различие в качестве неявных предположений. Он не требует субъектив- нельзя определить количественно, можно обра ных суждений (если их использование не запланиро- титься к методу поправок в неявном виде, при ис вано), а поэтому является объективным. Предпочти- пользовании которого предполагается, что разница тельнее использовать условное исчисление целевого, в ценах на старый и заменяющий продукты в тот а не общего среднего, до тех пор пока размер выбор- период, когда оба они существуют, обусловлена ка чеством. В этом методе совмещения при замене ста ки, на которой основан целевой показатель, является достаточным. Условное исчисление среднего для рого продукта на новый отношение цен в некото класса предпочтительнее использовать в тех случаях, рый период принимается в качестве показателя раз когда модели, находящиеся в начале своего жизнен- личия в их качестве. Этот показатель неявно ис ного цикла, заменяют модели, которые приближают- пользуется при отборе новых выборок продуктов.

ся к концу своего цикла, хотя такой подход требует Маловероятно, что предположение о приравнива РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА нии относительных цен к различиям в качестве во ется необходимым условием такой систематической время сращивания выполняется, если старый и за- ошибки. Во-вторых, существует ли вероятность того, меняющий продукты находятся на разных этапах что несравнимые новые и несравнимые старые про своих жизненных циклов, причем на этих этапах дукты будут иметь скорректированные с учетом каче используется различная стратегия установления це- ства цены, существенно отличающиеся от скоррек ны. Например, при продаже старых продуктов мо- тированных цен на сравнимые продукты в текущем гут предоставляться значительные дисконты с це- и базисном периодах?

лью избавления от запасов, а в отношении сегмен- 7.126. Сопоставление цен на идентичные модели тов рынка, готовых приобретать новые модели по со временем может привести к наблюдению выборки относительно высоким ценам, может проводиться моделей, становящейся все более нерепрезентатив политика «снятия сливок». Как и в случае сопоста- ной для совокупности операций. Некоторых старых вимых замен, досрочную замену рекомендуется моделей, существовавших во время формирования производить таким образом, чтобы перекрытие выборки, нет в наличии в текущем периоде;

в то же происходило в то время, когда продукты находятся время вновь вошедшие в выборку модели не были до на одинаковых этапах своего жизненного цикла. ступны в базисном периоде. Может оказаться, что вы 7.124. По изложенным выше причинам метод ходящие из употребления модели имеют относитель увязки с целью демонстрации отсутствия изменений но низкую цену, тогда как вновь появившиеся отлича и метод переноса на последующие периоды, как пра- ются относительно высокими ценами. Игнорирова вило, не рекомендуется использовать при выполне- ние этих цен приводит к появлению систематической нии условного исчисления для внесения поправок ошибки. Использование дешевых старых продуктов и на качество, за исключением случаев, когда неявные игнорирование дорогих новых приводит к заниже предположения можно считать достоверными. нию индекса. В некоторых отраслях новый продукт может появляться на рынке по относительно низкой Сектор высоких технологий цене, а старый, выходящий из употребления, продукт может продаваться по относительно высокой цене и и другие сектора с быстрой предназначаться для второстепенного сегмента рын сменяемостью моделей ка (Берндт и др., 2003). В этом случае направление смещения индекса меняется на противоположное.

7.125. Измерение динамики цен на продукты, не Характер этой ошибки будет зависеть от стратегии ус затронутые качественными изменениями, осуществ- тановления цен, применяемой фирмами в отноше ляется, прежде всего, путем сопоставления сравни- нии новых и старых продуктов.

мых моделей, тогда как описанные выше процедуры 7.127. Данная систематическая ошибка форми применяются, когда отбор сравнимых моделей ока- рования выборки имеет место в отношении большин зывается невозможным. Но какой подход избрать в ства продуктов.

Однако нас здесь будут интересовать отношении отраслей, в которых отбор сравнимых мо- товарные рынки, для которых частота появления но делей регулярно оказывается невозможным в связи с вых продуктов и устаревания старых, по мнению ста быстрой сменяемостью моделей, имеющих качест- тистических ведомств, достаточно высока, чтобы они венные отличия от старых? Простое сопоставление не могли быть уверены в полученных результатах. Да цен на идентичные модели в силу своего характера лее сначала приводится несколько примеров таких может со временем привести к серьезному сокраще- товарных рынков, а затем рассматриваются две про нию выборки. Существует как динамическая гене- цедуры: использование гедонических индексов цен (в ральная совокупность всех потребляемых продуктов, отличие от частичной гедонической замены, описан так и статическая генеральная совокупность продук- ной выше) и сцепление.

тов, отобранных для повторной регистрации цен (Да Некоторые примеры лен, 1998а). Если, например, начало формирования выборки относится к декабрю, то к следующему маю статическая генеральная совокупность будет обеспе- 7.128. В работе Коксимэки и Вартии (2001) сдела чивать сопоставление цен на продукты, которые вхо- на попытка сопоставить цены на модели персональ дили в статическую совокупность и в декабре, и в мае, ных компьютеров (ПК) за три двухмесячных периода но в ней будут отсутствовать несравнимые новые про- (весну, лето и осень) с помощью выборки цен, данные дукты, появившиеся на рынке в январе, феврале, мар- о которых были получены в ходе стандартного сбора те, апреле и мае, а также несравнимые старые продук- информации о ценах для составления индекса потре ты, имевшиеся в декабре, но отсутствующие в мае. бительских цен Финляндии. Из 83 весенних наблюде Ответы на два эмпирических вопроса позволяют по- ний цен удалось получить только 55 сопоставлений, казать, будет ли при этом наблюдаться сколько- совпадающих с летними ценами, всего 16 из которых нибудь значительная систематическая ошибка. Во- сохранилось в течение осеннего периода. Смещение первых, происходит ли существенное сокращение выборки сравнимых пар происходило все более быст выборки? Существенное сокращение выборки явля- рыми темпами: осенью из 79 моделей у 16 совпадаю ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА щих средняя тактовая частота процессора составляла были выше. В случае сравнимой выборки падение 518 МГц, тогда как у оставшихся 63 несравнимых мо- цен, скорректированных с учетом качества, происхо делей частота равнялась 628 МГц;

объем жесткого дило быстрее, чем в случае полной выборки, соста диска составлял соответственно 10,2 и 15,0 гигабайт, а вив приблизительно 10 процентов по сравнению с процентная доля микропроцессоров высокого уровня 7 процентами. Также исследовались остатки из об (Pentium III и AMD Athlon) составляла соответствен- щей гедонической поверхности и степень их влия но 25 и 49,2 процента. За весь этот шестимесячный ния. Остатки в случае несравнимых новых моделей период едва ли удалось выявить какое-либо измене- были выше, чем в случае сравнимых, тогда как остат ние цен на сравнимые продукты, тогда как анализ ге- ки для несравнимых старых моделей были значи донических регрессий с использованием всех данных тельно ниже. Несравнимые наблюдения имели почти выявил падение скорректированных с учетом качест- двойную (невзвешенную) степень влияния относи ва цен приблизительно на 10 процентов. Инструкции тельно сравнимых — их влияние на оценку парамет регистраторам цен по сохранению наблюдения одних ров уравнения регрессии было значительно больше, а и тех же моделей, пока не потребуется вынужденная их исключение имело более серьезные последствия.

замена, могут, таким образом, привести к увеличива- 7.131. Перечисленные выше исследования пока ющейся нерепрезентативности выборки для совокуп- зывают, какой серьезный характер может иметь ухуд ности в целом и к смещению выборки в сторону тех- шение качества выборки, а также насколько исклю нически менее совершенных вариантов. В данном ченные из выборки несравнимые продукты могут от примере падение изменений гедонических цен про- личаться от включенных в нее. Здесь будут рассмот исходило быстрее, поскольку более новые модели рены две процедуры, применяемые в таких ситуаци предоставляли поток услуг по более низкой цене. ях: использование гедонических индексов цен (в от 7.129. В работе Кокоски и др. (1999) описано при- личие от рассматривавшейся выше частичной гедо менение гедонических регрессий при проведении эм- нической замены) и сцепление. Обе процедуры осно пирического исследования межрегиональных сравне- ваны на использовании совокупности данных репре ний цен на продукты питания в городских районах зентативной выборки продуктов и их характеристик США, для которого использовались данные об ин- в каждый период. При сборе данных регистратор цен дексе потребительских цен США. Было обнаружено, может пользоваться контрольным перечнем характе что коэффициенты условных переменных имеют от- ристик (Меркел, 2000). Регистраторам будет поруче рицательный знак независимо от того, были ли отоб- но собирать данные о ценах и характеристиках более ранные продукты взяты из выборок после вновь про- чем по одному продукту в каждом магазине, при этом изведенной ротации (условная переменная =1) или до продукты должны быть наиболее важными или ти ротации (условная переменная = 0). Это указывало на пичными из числа продаваемых. Если на рынке по то, что скорректированные с учетом качества цены на является новый продукт, для которого достигнут или вновь включенные в выборку продукты были ниже по прогнозируется значительный объем продаж, он сравнению со скорректированными ценами на ста- включается в выборку в качестве заменяющего или рые продукты. даже дополнительного продукта-представителя, а его 7.130. В работе Сильвера и Херави (2002) были характеристики сверяются с контрольным перечнем выявлены признаки ухудшения качества выборки наиболее важных характеристик. Данный перечень при сопоставлении цен на стиральные машины в Со- разрабатывается на начальном этапе формирования единенном Королевстве в течение года. К декабрю выборки и обновляется по мере необходимости. Как только 53 процента январской корзины моделей ис- вариант, перечни моделей и цен на них могут быть пользовалось для составления индекса декабря/янва- предоставлены ведомствами по исследованию рынка ря, хотя на их долю приходилось 81,6 процента ян- или торговыми ассоциациями, а также получены с варских расходов. Модели стиральных машин с более веб-сайтов. Тем не менее, необходимо собирать дан низким стоимостным объемом продаж выбывали из ные о ценах операций для сравнения с прейскурант выборки быстрее. Однако на долю оставшихся моде- ными ценами.

лей в декабре приходилось только 48,2 процента сто имости операций в декабре. Качество активной вы Гедонические индексы цен борки, относящейся к генеральной совокупности 7.132. Важно понимать разницу между примене операций, в декабре существенно ухудшилось. Было нием гедонических регрессий для внесения поправок установлено, что сравнимые и несравнимые модели с учетом качественных различий, когда используется отличались ценами, а также качеством и поколением несравнимый продукт-заменитель, о чем говорилось техники, к которому они принадлежали. Оказалось, в пунктах 7.90–7.115, и их самостоятельным исполь что даже в тех случаях, когда цены корректировались зованием в качестве гедонических индексов цен, кото с учетом качества при помощи гедонических регрес рые служат показателями изменения цен, скорректи сий, цены на несравнимые старые модели были ни рованных с учетом качества. Гедонические индексы же, чем цены на сравнимые;

кроме того, было уста цен удобно применять в случае значительного темпа новлено, что цены на несравнимые новые модели РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Коэффициент 1 представляет собой оценку измене и масштаба замены продуктов, поскольку, во-пер вых, широкое использование поправок на качество ния цены с поправкой на качество в период t + 2 по сравнению с периодом t. Это оценка изменения лога может привести к ошибкам, а, во-вторых, можно рифма цены с контролируемым эффектом воздейст ожидать систематической ошибки выборки, состав вия на цену разброса качества, посредством суммы ленной на основе генеральной совокупности сравни K k=2 kzki. Следует обратить внимание на то, что мых или заменяющих продуктов. Постоянное появ требует внесения поправки: прибавления 1/2 (стан ление новых моделей и исчезновение старых может дартной ошибки)2 оценки, как объясняется в работах сопровождаться ухудшением качества охвата сравни Гольдбергера (Goldberger, 1968) и Тикенса и Коэртса мой выборки и появлением систематической ошиб (1972). Рассматривается два варианта уравнения ки, так как изменения цен на новые и старые модели (7.28). Первый представляет собой прямой вариант с отличаются от изменения цен на сравнимые модели.

фиксированной базой, в котором, как указано, период t В связи с этим необходимо ежемесячно формировать сравнивается с периодом t + 2: январь–февраль, ян выборку и строить индексы цен;

однако вместо контро варь–март и т.д. Второй представляет собой скользя ля различий в качестве путем простого отбора срав щий цепной вариант, в котором период t оценивается нимых продуктов они будут контролироваться или в сравнении с t + 1;

затем снова t + 1 — в сравнении с «выделяться» в гедонической регрессии. Следует об t + 2, при этом звенья цепного ряда объединяются пу ратить внимание на то, что для всех описанных ниже тем последовательного умножения. Например, срав индексов используется новая выборка данных, име нение январь–март будет представлено в форме про ющихся в каждый период. Если в тот или иной пери изведения индекса января–февраля и индекса февра од появляется новый продукт, он включается в сово ля–марта. Существует, разумеется, вариант с полными купность данных, а его качественные отличия кон ограничениями: единичная регрессия с ограничениями тролируются с помощью регрессии. Аналогичным для периода, например, с января по декабрь, исполь образом, если старые продукты исключаются из вы зующая условные переменные для каждого месяца;

борки, их, тем не менее, включают в данные, исполь однако этот вариант невозможно выполнить в реаль зуемые для составления индексов в те периоды, ког ном времени, поскольку для построения такой рег да они еще существуют. В пунктах 7.110–7.115 под рессии нужны данные будущих наблюдений.

черкивается необходимость осторожного использо 7.135. Указанный метод предусматривает исполь вания гедонических регрессий для внесения попра зование условных переменных для значений времени вок на качество;

некоторые из теоретических и эко для сравнения цен в период 1 с ценами в каждый по нометрических аспектов этой процедуры рассматри следующий период. При этом на параметры накла ваются в главе 21. Необходимость с осторожностью дывается ограничение, в соответствии с которым они применять регрессии распространяется и на исполь остаются постоянными на протяжении сравниваемо зование результатов гедонических индексов, и мы не го периода. Вариант с фиксированной базой, двусто будем снова приводить здесь соответствующие дово- роннее сравнение, выполняемое при помощи урав ды только в интересах краткости изложения. нения (7.29), в котором используются оценки огра 7.133. В главе 17 даются определения теоретических ниченных параметров за два периода, при условии индексов цен, а практические формулы исчисления ин- равного числа наблюдений в каждый период, пред дексов рассматриваются в качестве границ (или оценок) ставляет собой форму симметрического среднего.

этих индексов. Теоретические индексы цен рассматри- В цепном представлении I1,4 оценивается, например, ваются также в главе 21, где они включают товары, обла- следующим образом: I1,4= I1,2 х I2,3 х I3,4. При каждом дающие связанными характеристиками, поэтому мож- бинарном сравнении сравнимых данных, данным за но сказать также несколько слов о связи таких теорети- каждый период также присваивается равный вес.

ческих индексов с различными формами гедонических 7.136. В этих представлениях отсутствует взвеши индексов. Ряд этих форм рассматривается в главе 21;

вание в явном виде, что является серьезным недо ниже приводится их краткая характеристика. статком. На практике можно использовать форми 7.134. Гедонические функции с условными перемен- рование выборки методом отсечения, что позволит ными для времени. Выборка охватывает два периода включить в нее только наиболее важные продукты.

времени, например, t и t + 2, и необязательно должна При наличии данных о продажах следует использо быть сравнимой. С помощью гедонического пред- вать оценку методом взвешенных наименьших квад ставления производится регрессия цены pi продукта i, ратов (МВНК), а не обычным методом наименьших по k = 2,….K характеристикам продуктов zki. Единич- квадратов (ОМНК). При обычном построении ин ная регрессия оценивается по данным двух сравнива- декса считается аксиомой, что не следует присваи емых периодов времени, при этом уравнение включа- вать один и тот же вес каждому сравнению цен, по ет также условную переменную Dt + 2, равную 1 в пери- скольку одни продукты могут обеспечивать гораздо од t + 2 и нулю в другие периоды: больший доход от продаж, чем другие. То же самое справедливо и для гедонических индексов. В работе K Диверта (2002e) весам, основанным на общей стои ln pi Dt z (7.29) 0 1 k ki i мости продаж, отдается предпочтение перед весами, k ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА (или средним цен) в период t + 2, pit+2(zit+2 );

гедониче основанными на количествах. Два продукта могут продаваться в равных количествах, но если цена од- ский индекс Джевонса для текущего периода рассчи ного из них выше, изменениям цен на этот продукт тывается с помощью уравнения:

должен соответственно присваиваться больший вес, 2 1 Nt 1 Nt 2 чтобы полученный результат имел экономический Nt Nt t2 t t (z ) p p смысл. Кроме того, в работе Диверта (2002e) показа- i i i i1 i но, что для формирования весов должны служить до- PJHC 2 1 Nt 1 Nt 2 Nt Nt ли стоимости, поскольку, если стоимости возрастают, t2 t p (z ) p (z ) t t например, в период t + 2, цены, остатки и их диспер- i i i i i1 i сия оказываются в период t + 2 больше, чем в период t. 1 Nt Эта гетероскедастичность является нежелательным Nt pit свойством регрессионной модели, которое приводит (7.30b) i к росту стандартных ошибок. Далее, в работе Силве- 1 Nt t ра (2002) демонстрируется, что формула оценки по N pit ( zit 2 ) методу взвешенных наименьших квадратов не обес- i печивает чистого взвешивания данных наблюдений с помощью заданных весов, при этом фактическая сте- 7.139. Для случая двустороннего сравнения с пень влияния определяется также значениями остат- фиксированной базой, выполняемого с помощью ков и эффектом влияния. Последний оказывается уравнения (7.30a) или уравнения (7.30b), гедоничес тем выше, чем больше характеристики, полученные кое уравнение оценивается только для одного перио по данным наблюдений, отклоняются от средних ха- да, текущего периода t + 2 в уравнении (7.30a) и ба рактеристик данных. В работе Силвера предложено зисного периода t в уравнении (7.30b). По причинам, исключать данные наблюдений с относительно вы- аналогичным тем, которые объясняются в главах 15, сокой степенью влияния и низкими весами, и рас- 16 и 17, симметрическое среднее этих индексов име считывать регрессию заново. ет некоторое теоретическое основание.

7.137. Гедонические индексы на основе сравнения пе- 7.140. Следует обратить внимание на то, что при риодов. Альтернативный подход к сравнению между расчете среднего геометрического по формуле (7.30) периодами t и t + 2 заключается в выполнении оцен- используются все данные, имеющиеся в каждый пе ки гедонической регрессии за период t + 2 и включе- риод, как и при расчете гедонического индекса с ис нии значений характеристик каждой модели, сущест- пользованием временной условной переменной в вующей в период t, в регрессию периода t + 2 с целью уравнении (7.29). Если в уравнении (7.29) присутству прогнозирования цены по каждому продукту. Это ет новый продукт, например, в период t + 2, он вклю позволит построить прогнозы цен продуктов, сущест- чается в набор данных, а его качественные различия t вующих в период t, на основе их характеристик z i по контролируются посредством регрессии. Точно так t+2 t скрытым ценам периода t + 2, pi (z i ). Эти цены (или же если старые продукты исключают из индекса, их их среднее) можно сравнивать с фактическими цена- по-прежнему включают в расчет индексов в те перио ми (или средним значением этих цен) моделей в пе- ды, когда они существуют. Эта мера представляет со tt риод t, pi (z i ), в форме, например, гедонического ин- бой составную часть процедуры естественной оценки декса Джевонса для базисного периода: в отличие от использования сравнимых данных и ге 1/ N t 1/ N t донических поправок к несопоставимым заменам в Nt Nt t t p (z ) p (z ) t t случае, когда продукты исчезают из продажи.

i i i i 7.141. При использовании метода условных пере i1 i PJHB 1/ N t 1/ N t менных в применяемом выражении (7.29) не преду Nt Nt p (z ) t t t p сматривается взвешивание в явном виде, что является i i i i1 i серьезным недостатком. На практике может приме 1/ N t няться формирование выборки методом отсечения, Nt pit 2 ( zit ) позволяющее включать в нее только наиболее важные i1 продукты;

или, при наличии данных о расходах, фор 1/ N t мулу оценки ОМНК можно заменить формулой (7.30a) Nt t p МВНК, используя в качестве весов доли стоимости рас i i ходов, как объясняется в приложении 21.1 к главе 21.

7.142. Гиперболические и точные гедонические ин 7.138. В ином случае характеристики моделей, дексы (ГТГИ). В главе 17 дается теоретическое опреде существующих в период t + 2, могут быть включены в регрессию для периода t. Прогнозируемые цены на ление граничных значений индексов Ласпейреса и продукты периода t + 2, формируемые исходя из Пааше как гиперболических индексов, при расчете скрытых цен периода t, pit(zit+2 ), представляют собой которых данные обоих периодов рассматриваются цены на продукты, существующие в период t + 2, рас- симметрично. В главе 16 также высказывается мнение считанные по ценам периода t;

эти цены (или их о том, что формулы расчета этих гиперболических ин дексов, в особенности индекса Фишера, обладают же среднее) можно сравнивать с фактическими ценами РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА рование производится по одним и тем же продуктам i лательными аксиоматическими свойствами. Кроме того, как доказывает экономическая теория, индекс в обоих периодах, поскольку заменяющие продукты Фишера является симметрическим средним гранич- включаются в случае отсутствия какого-либо продук ных значений индексов Ласпейреса и Пааше, которое та, при этом уравнение (7.31b) вносит поправку к их может рассматриваться как наиболее удобная форма ценам с учетом различий в качестве.

представления среднего исходя из аксиоматических 7.143. Нижняя граница индекса Пааше оценива оснований. Индекс Торнквиста считается лучшим с ется с помощью следующего выражения:

точки зрения стохастического подхода, и, кроме того, его получение в качестве гиперболического индекса N qit pit 2 на основе экономического подхода не требует уста- pit C ( u t 2, p( z ) t 2 ), N новления строгих предположений. Считается, что ин- sit i N pit C ( u t 2, p( z ) t ) дексы Ласпейреса и Пааше соответствуют базовым qit pit 2 i функциям агрегирования Леонтьева (являются точ- i ными для них) без возможности замены, тогда как ги- (7.32a) N qit 2 p it qit 2 pit s it перболические индексы являются точными для гиб- где i ких функциональных форм, включая квадратичные и и транслогарифмические формы для расчета индексов Фишера и Торнквиста соответственно. При наличии (7.32b) N данных о ценах, характеристиках и количествах ана- t it t t t p p (z z) логичные методы, обеспечивающие сходные резуль- i k ik ik i таты, могут применяться при расчете гедонических Последняя переменная представляет собой цены в пе индексов (Фикслер и Зишанг, 1992 и Финстра, 1995).


риоды t, скорректированные с учетом суммы измене Точные теоретические границы гедонического индек ний каждой качественной характеристики, взвешен са определены в работе Финстры (1995). Рассмотрим ной по соответствующим коэффициентам, получен теоретический индекс, который приводится в главе ным с помощью линейной гедонической регрессии.

17, уравнение (17.3), но который в настоящей главе определяется только по продуктам с помощью их ха- 7.144. В главе 17 показано, что индексы цен Лас рактеристик zi. Здесь по-прежнему используются це- пейреса PL и Пааше PP формируют границы соответ ны (и количества) продуктов-представителей, однако ствующих «истинных» экономических теоретических теперь они полностью определены через свои харак- индексов. Применяя к уравнениям (7.31a) и (7.32a) теристики pi (zi). Арифметическое агрегирование для способ рассуждений, аналогичный тому, который ис линейного гедонического уравнения позволяет опре- пользуется в главе 17, можно показать, что в рамках делить верхнюю границу индекса Ласпейреса (по- гомотетических предпочтений эти истинные эконо скольку требуемые количества уменьшаются с возра мические индексы сворачиваются в единый теорети станием относительных цен):

ческий индекс c(pt+2)/c(pt), при этом:

N qit pit PP. (7.33) c pt c pt PL pit C ( u t, p( z ) t 2 ), N sit i (7.31a) N pit C ( u t, p( z ) t ) qit pit i 7.145. Данный метод близок к тому, который ис i пользовался выше для внесения поправок к ценам несопоставимых заменяющих продуктов в уравнени где выражение в правой части уравнения представля ях (7.27a) и (7.27b). Различие, однако, заключается, ет собой отношение затрат на достижение уровня по прежде всего, в том, что при подходе на основе ГТГИ лезности периода t (ut), где полезность является функ цией вектора количеств, то есть ut = f (q t ). Сравнение используются все данные каждого периода, а не толь ко совпадающая выборка и отобранные заменяющие цен оценивается при фиксированном уровне коли честв периода t, а члены sit представляют собой доли продукты. Во-вторых, при таком подходе использу ются полученные с помощью гедонических регрес общей стоимости расходов на продукт i в период t, сий коэффициенты изменения характеристик, N sit qit pit t p tj, при этом переменные позволяющие вносить поправки к наблюдаемым це j 1q j нам с учетом изменения качества. В-третьих, он включает систему весов с использованием данных о N pit pit t ( z tjk 2 z tjk ) 2 долях расходов по каждой модели и соответствующих (7.31b) k j характеристик, а не рассматривает все модели как одинаково значимые. Наконец, он находит прямое представляют собой цены в период t + 2, скорректи соответствие в формах представления, полученных рованные с учетом суммы изменений каждой качест на основе экономической теории.

венной характеристики, взвешенной по коэффици 7.146. С помощью полулогарифмических гедони ентам, полученным с помощью линейной гедоничес ческих регрессий можно получить набор коэффици кой регрессии. Обратите внимание на то, что сумми ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА ентов, пригодный для использования с геометриче- ку X, в однотипных торговых точках. Может оказаться скими границами базисного и текущего периодов: так, что в наличии имеются сравнимые элементы группировки, которые включают телевизоры марки X, s it s it продаваемые в однотипных торговых точках, но нет pit pit 2 C ( u, p( z ) t 2 ) N N (7.34a) сравнимых элементов, которые включали бы также pit C ( u, p( z ) t ) pit стереозвук. Новую модель, возможно, придется от i1 i нести к элементу группировки, который включает N t t pit pit exp z tjk ) ( z jk 14-дюймовые телевизоры марки X, продаваемые в од k j нотипных торговых точках, при этом сравнение сред (7.34b) ней цены элементов будет производиться с помощью N pit pit t2 t z tjk ) 2 k ( z jk exp. уравнения (7.32a) или (7.34a), а внесение поправки на j качество с учетом стереозвука — с помощью уравне ния (7.32b) или (7.34b). Оценка коэффициента, учиты 7.147. Уравнение (7.34a) показывает, что две гра вающего наличие стереозвука, будет получена с помо ницы соответствующих теоретических индексов щью гедонического уравнения, оцененного исходя из сближаются в рамках допущения о гомотетических имеющихся данных по другим телевизорам, некото предпочтениях (см. главу 17). Расчет таких индексов рые из которых обладают функцией стереозвучания.

представляет собой непростую задачу. Примеры их 7.148. Рассмотренный выше пример показывает, применения приводятся в работах Силвера и Херави каким образом формулы расчета взвешенных индек (2001a) и (2003), в которых рассматриваются сравне сов, таких как индексы Ласпейреса, Пааше, Фишера ния за разные периоды, а также в работе Кокоски и др.

и Торнквиста, могут быть построены с помощью (1999), посвященной сравнению цен в различных рай данных о ценах, количествах и характеристиках про онах страны. Кокоски и др. (1999) использовали вы дукта. В работе Силвера и Херави (2003) показано, борку из генеральной совокупности замены, состоя что чем больше возрастает количество характерис щей из сравнимых в остальном данных, использовав тик, по которым производится суммирование в шихся Бюро статистики труда США при составлении уравнениях (7.32a) и (7.34a), тем более избыточной индекса потребительских цен, хотя качество этой вы становится корректировка в уравнениях (7.32b) и борки улучшено путем ротации. Силвер и Херави (7.34b), до тех пор пока в тот момент, когда все ком (2001a и 2003) использовали данные сканирования ге бинации характеристик начинают использоваться в неральной совокупности операций с применением уравнениях (7.32a) и (7.34a) в качестве страт, на рас двухступенчатой процедуры, в рамках которой отдель чет не распространится проблема сравнимых моде ные элементы группировки определялись в соответст лей, когда каждый элемент группировки однозначно вии с основными характеристиками, определяющими идентифицирует тот или иной продукт. В случае цену, такими как все возможные комбинации торго сравнимых данных использовать уравнения (7.32b) и вой марки, типа торговой точки и (в случае телевизо (7.34b) не имеет смысла;

агрегирование в уравнени ров) размеров экрана — аналогично страте. В этом ях (7.32a) и (7.34a) производилось бы по всем про случае эффективность окончательной оценки может дуктам и сводилась к обычной проблеме индексов.

оказаться выше благодаря тому, что поправка вносит В работе Диверта (2002) даны комментарии по при ся исходя из разброса данных внутри страты, подобно менению этого метода, в которых поясняется, поче тому, как стратифицированный случайный отбор поз му при сравнении относительно большого объема воляет улучшить простой случайный отбор. После данных полученные результаты аналогичны резуль этого средняя цена каждого совпадающего элемента татам, получаемым с помощью гиперболических ге группировки может быть использована для сравнения донических индексов.

цен с помощью уравнений (7.32a) и (7.34a), хотя для 7.149. Таким образом, формулы расчета взвешен того, чтобы различия в качестве внутри каждого эле ных индексов могут быть построены с помощью дан мента группировки, не входящие в эти основные ха ных о ценах, количествах и характеристиках продук рактеристики, не повлияли на сравнение цен, поправ та, когда данные не являются сравнимыми. Это свя ки с учетом изменений качества выполнялись с помо зано с тем, что использование сравнимых данных мо щью уравнений (7.32b) и (7.34b). Это позволило вклю жет привести к ошибкам, источником которых ста чить в расчет все сравнимые, старые несравнимые и новятся два фактора: множественные поправки на новые несравнимые данные, поскольку, если средняя качество в отношении продуктов, которых больше цена, например, элемента уравнения (7.32a) возросла в связи с включением нового усовершенствованного нет в продаже, и заменяющих их несопоставимых продукта, уравнение (7.32b) использовалось бы для ус- продуктов;

а также систематическая ошибка избира транения в среднем влияния таких усовершенствова- тельности при формировании выборки из генераль ний. Рассмотрим пример продажи 14-дюймового сте- ной совокупности заменяющих продуктов в отличие реофонического телевизора, имеющего торговую мар- от двойной совокупности.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Различие между гедоническими относящееся к сравнимым наблюдениям m. Это из индексами и индексами сравнимых менение средних цен сравнимых моделей m в перио моделей ды t + 2 и t, скорректированных с учетом качества.

Следует обратить внимание на то, что вес этого срав 7.150. В предыдущих разделах говорилось о пре нимого компонента в период t + 2 представляет собой имуществах, которые имеют гедонические индексы отношение сравнимых моделей ко всем данным на по сравнению с сопоставлениями сравнимых про блюдений в период t + 2. Аналогичным образом, для дуктов благодаря учету несравнимых данных. Здесь периода t вес сравнимых моделей зависит от того, эта взаимосвязь рассматривается с более формаль сколько несравнимых старых наблюдений входит в ных позиций. Как утверждал Триплетт (2002) и как выборку. В последней строке уравнения (7.35) имеет продемонстрировал Диверт (2002e), индекс Джевон место изменение средних цен (с поправкой на качест са, определяемый как невзвешенное среднее геомет во) на несравнимые новые модели относительно не рическое сравнимых данных, дает тот же результат, сравнимых старых моделей, соответственно, в перио что и логарифмический гедонический индекс, рас ды t + 2 и t. Очевидно, что методы сравнимых моделей считанный на основе тех же данных. Рассмотрим игнорируют последнюю строку уравнения (7.35) и, сравнимую выборку m и характеристики Z t + 2 и Z t следовательно, отличаются от гедонического метода как общие поправки на качество к условным пере условных переменных, по крайней мере, в этом отно менным для времени в уравнении (7.29), то есть шении. Как следует из уравнения (7.35), результаты K k z ki. В работе Аизкорб и др. (Aizcorbe et al., 2001) гедонического метода условных переменных, учиты k= показано, что самая первая строчка в приведенном вающего данные наблюдений за несравнимыми ста ниже уравнении (7.35) идентична разности между рыми и новыми моделями, могут отличаться от сред двумя средними геометрическими значениями цен, него геометрического цен на сравнимые продукты, скорректированных на качество. Выборочное прост причем степень отличия при данной невзвешенной ранство m = Mt = M t + 2 представляет собой одну и ту форме представления зависит от соотношения старых же модель в каждый период. Рассмотрим появление и новых продуктов, включаемых в выборку и исклю на рынке новой модели n в период t + 2, у которой от чаемых из нее, а также от изменения цен на старые и сутствует аналог в период t, и прекращение оборота новые единицы относительно сравнимых моделей.


старой модели o, у которой в связи с этим отсутствует Если рынок продуктов отличается необычно низкими аналог в период t + 2. Таким образом, M t + 2 состоит из ценами с поправкой на качество на старые модели и моделей m и n, а Mt — из моделей m и o, тогда как M необычно высокими ценами с поправкой на качество включает только сравнимые модели m. В работе Сил на новые модели, то сравнимый индекс будет зани вера и Херави (2002) показано, что гедоническое жать изменения цен (см. примеры в работах Силвера сравнение условных переменных может быть теперь и Херави, 2002 и Берндта и др., 2003). Различные ви представлено как:

ды поведения рынка приведут к различным формам систематической ошибки.

ln p t pt t ln pm mm n Zm m 7.152. Если веса продаж замещают количество на m блюдений в уравнении (7.35), то, как объясняется в главе 21, могут быть получены различные формы t nm n ln pn Zn n взвешенных гедонических индексов. В работе Силве n ра (2002) также показано, что гедонический подход t mmo ln pm Zm m отличается от соответствующей взвешенной или не взвешенной гедонической регрессии в отношении m степени влияния наблюдений, а также того влияния, t omo ln po Zo o которым наделяет данные наблюдений гедоническая o регрессия.

t ln pm mm n Zm m Построение цепных индексов m t mmo ln pm Zm m 7.153. Альтернативным подходом к обработке данных о продуктах с быстрой сменяемостью ассор m тимента является применение цепного, например, t nmn ln pn Zn n месячного индекса вместо долгосрочного сравнения (7.35) n с фиксированной базой. При составлении цепного t omo ln p Zo o индекса цены на продукты в период t сравниваются.

o с ценами периода t + 1 (Indext,t + 1) после чего, в каче o стве следующего шага, совокупность продуктов в пе 7.151. Рассмотрим второе выражение в уравнении риод t + 1 изучается и сопоставляется с продуктами в (7.35). Прежде всего, здесь имеет место изменение, период t + 2. Эти звенья (Indext,t + 1 и Indext + 1,t + 2) ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА объединяются путем последовательного умножения использованием продукта 7 вместо продукта 6. В СНС и продолжаются, например, до Indext + 5,t + 6, образуя 1993 года (глава 16, пункт 54), в разделе по измерению Indext + 1,t + 6. При расчете индекса потребительских цен и объема по этому поводу отмечается следующее:

цен с фиксированной базой использовались бы только продукты, имеющиеся как в период t, так и в «При рассмотрении временных рядов совпадение продуктов, имеющихся в двух периодах, почти обяза период t + 6. Рассмотрим пять продуктов 1, 2, 5, 6 и тельно будет наибольшим в случае последовательных в течение четырех месяцев с января по апрель, как периодов (за исключением данных за период менее показано в таблице 7.1. Сравнение индекса цен ян года, подверженных сезонным колебаниям). Поэтому варя с индексом февраля (Я:Ф) включает сравнения объем информации о ценах и количествах, который цен всех пяти продуктов. Сравнение февраль–март может быть непосредственно использован при по (Ф:М) включает продукты 1, 4, 5 и 8, а март–апрель строении индексов цен или объемов, вероятно, мож (M:A) — шесть следующих продуктов: 1, 3, 4, 5, 7 и 8. но максимизировать, составив цепные индексы, свя Состав выборки изменяется при каждом сравнении, зывающие смежные временные периоды. И наобо по мере того, как исчезают старые продукты и появ- рот, чем дальше отдалены во времени два периода, ляются новые. Индексы цен можно рассчитать для тем меньше, по-видимому, совпадают между собой наборы продуктов, имеющихся в обоих периодах, и каждого из этих сравнений цен с помощью формул тем больше приходится прибегать к косвенным мето расчета невзвешенных индексов, охарактеризован дам сопоставления цен на основе допущений. Таким ных в главе 21. Размер выборки увеличивается с по образом, трудности, создаваемые большим разбросом явлением новых продуктов и сокращается с исчезно между прямыми индексами Ласпейреса и Пааше для вением старых, при этом ее состав изменяется во периодов, далеко отстоящих друг от друга, дополня времени (Торвей, 1999). ются практическими проблемами в связи с несовпа 7.154. Ухудшения качества выборки при долго- дением наборов продуктов, имеющихся в два рассма срочных сравнениях можно отчасти избежать путем триваемые периода.»

продуманного использования заменяющих продук 7.156. Применение метода сцепления обосновы тов. Однако, как объясняется в главе 8, тот или иной вается тем, что он является естественным дискрет новый продукт включался бы в состав заменяющей ным приближением к теоретическому индексу Ди выборки только по мере возникновения необходимо визиа (Форсайт и Фаулер, (Forsyth and Fowler, 1981) сти замены, независимо от количества появляющихся и глава 16). В работе Райнсдорфа (1998) дается фор на рынке новых продуктов. Кроме того, заменяющий мальное теоретическое обоснование индекса и сде продукт, вероятно, либо будет аналогичного качества лан вывод о том, что в целом цепные индексы служат (что упростит процесс внесения поправок), в связи с хорошим приближением к теоретическому идеалу, чем объем его продаж будет относительно невысо хотя они и подвержены систематической ошибке, ким, либо будет иметь качественные отличия и прода когда изменения цен «отклоняются в сторону и за ваться в относительно больших объемах, но потребу цикливаются», как показано в работе Шульца (Szulc, ет сложной процедуры внесения поправки на качест 1983) (см. также Форсайт и Фаулер, 1981 и де Хаан и во. В любом случае такой результат нельзя считать Оппердус, 1997).

удовлетворительным.

7.157. При составлении гедонического индекса с 7.155. При сцеплении, в отличие от гедонических условными переменными используются все данные индексов, для сравнения каждого звена не использу января и марта, чтобы выполнить сравнения цен для ется вся информация о ценах. Продукты 2 и 6, напри двух этих месяцев. Вместе с тем, цепной индекс игно мер, могут отсутствовать в марте. При исчислении рирует несравнимые последовательные пары, как по индекса используется информация о ценах на про казано выше;

однако для его эквивалента с фиксиро дукты 2 и 6 в те периоды, когда они существуют, то ванной базой использовать эти данные предпочти есть для сравнения цен января–февраля, но не допу тельно. При построении прогнозов с помощью урав скается, чтобы их отсутствие отрицательно сказалось нения регрессии в рамках гедонического подхода для на исчислении индекса при сравнении цен февра этих прогнозов, естественно, определяется некото ля–марта. Может оказаться, что продукт 4 использу рый доверительный интервал, ширина которого ется в качестве заменяющего для продукта 2. Обрати обусловлена адекватностью уравнения, отклонением те внимание на то, как легко включить его в расчет, характеристик от их среднего значения и количеством как только становятся доступными оба наблюдения наблюдений. Цепное или выполняемое иным мето цен. При этом нет необходимости ждать изменения дом сравнение не подвержено каким-либо ошибкам базисного периода или ротации выборки. Может ока прогнозирования. В работе Аизкорб и др. (2001) про заться, что в качестве заменяющего для продукта ведено обширное и тщательное исследование высо выступает продукт 7. При выполнении сравнения цен котехнологичных товаров (персональные компьюте февраля–марта между продуктами 6 и 7 может потре ры и полупроводники), основанное на ежекварталь боваться корректировка цен с учетом качества, одна ных данных за период с 1993 год по 1999 год. В тече ко это кратковременная разовая поправка, при этом ние семи лет исследования результаты сопоставимых составление индекса продолжается в марте–апреле с РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА гедонических и цепных индексов отличались замеча- таблице 7.1, цены в марте сравниваются с ценами в тельным сходством. Например, для центральных про- январе. Применяемый метод условных исчислений цессоров настольных компьютеров индекс за семь лет требует, чтобы предположения о сходном характере с I квартала 1993 года по IV квартал 1999 года упал на изменения цен выполнялись в течение всего перио 60,0 процентов (гедонический индекс с условными да проведения долгосрочных условных исчислений, переменными), 59,9 процентов (цепной индекс Фи- при этом осуществлять сравнение цен для более дли шера) и 57,8 процентов (цепной среднегеометричес- тельных периодов — с января по октябрь, с января кий индекс). Результаты отличались только для квар- по ноябрь, с января по декабрь, и даже далее, — ста талов, которые характеризовались высокой сменяе- новится все труднее. Чтобы устранить эти затрудне мостью продуктов, и в этих случаях различия могли ния, в настоящем разделе рассматривается кратко быть значительными. Например, для центральных срочный вариант представления, упомянутый в процессоров настольных ПК в IV квартале 1996 года пункте 7.42. Рассмотрим таблицу 7.5, в которой для падение (в расчете на год) на 38,2 процента, измерен- простоты приведен только один продукт A, сущест ное с помощью гедонического метода с условными вующий на протяжении всего периода, продукт B, переменными, отличалось от данных цепного средне- постоянно отсутствующий в апреле, и возможный геометрического индекса на 17 процентов. Таким об- заменяющий продукт C в апреле.

разом, при невысокой сменяемости моделей наблю Методы поправки на качество дается лишь незначительное расхождение между ге при краткосрочных сопоставлениях доническим методом и методом цепных сравнимых моделей, и, в связи с этим, сравнимыми индексами с 7.160. Можно определить цену сопоставимого фиксированной базой. Различия появляются только в заменяющего продукта C. В предыдущем примере том случае, когда бинарные сравнения или звенья ха основное внимание уделялось применению индекса рактеризуются высоким темпом сменяемости моде Джевонса на элементарном уровне, поскольку, как лей (см. также Силвер и Херави, 2001a и 2003).

показано в главе 20, этот подход обладает рядом пре 7.158. Разумеется, можно компенсировать отсут имуществ. В настоящем примере используется ствие некоторых цен путем использования частич индекс Дюто, то есть соотношение среднеарифмети ных гедонических оценок, о чем говорилось выше.

ческих значений. Это делается не для того, чтобы ре В работе Далбергера (1989) выполнен расчет гедони комендовать его применение, а только с целью при ческих индексов для процессоров ПК и произведе вести пример использования другой формы пред но сравнение с результатами, полученными с помо ставления. Хотя исходя из аксиоматических основа щью метода сравнимых моделей. За период с ний у индекса Дюто также можно отметить много по 1984 год гедонический индекс с условными пере достоинств, но он не соответствует критерию соиз менными уменьшился приблизительно на 90 про меримости (единиц измерения), поэтому его следует центов, что очень близко к результатам метода срав использовать только для относительно однородных нимых моделей, в котором отсутствующие цены на продуктов. Долгосрочный индекс Дюто за апрель по новые или прекратившие свое существование про сравнению с январем имеет следующий вид:

дукты были получены с помощью гедонической ре грессии. Однако при использовании цепного метода N сравнимых моделей, в которых не применялись.

pi /N оценки или условное исчисление отсутствующих i1, PD цен, индекс уменьшился на 67 процентов. Можно N.

pi /N также использовать сочетание различных методов;

де i Хаан (2003) применял собственный метод двойного условного исчисления, в рамках которого использу что равно 8/5 = 1,30 и соответствует увеличению ются имеющиеся в наличии сравнимые данные, а ус на 30 процентов.

ловные переменные времени применяются только В качестве краткосрочного эквивалента служит для несравнимых данных.

произведение долгосрочного индекса, рассчитанного для периода вплоть до периода, предшествующего те Долгосрочные и краткосрочные кущему периоду, на индекс для текущего периода по сопоставления сравнению с предшествующим, то есть для периода t +4 по сравнению с периодом t:

7.159. В настоящем разделе охарактеризована полезная форма представления, упрощающая внесе- N N ние поправок на качество. Необходимость ее введе- pit 3 /N pit 4 /N ния обусловлена возможным возникновением про- i1 i PD N N блем, связанных с долгосрочным характером выпол pit /N pit 3 /N няемых сравнений цен. В примере, приведенном в i1 i ВНЕСЕНИЕ ПОПРАВОК НА ИЗМЕНЕНИЕ КАЧЕСТВА Таблица 7 Пример долгосрочных и краткосрочных сопоставлений.5.

Продукт Январь Февраль Март Апрель Май Июнь Сопоставимая замена A 2 2 2 2 2 B 3 3 C 6 7 Итого 5 5 6 8 9 Поправка в явном виде A 2 2 2 2 2 (5/6) x 6 = 5 (5/6) x 7 = 5,8 (5/6) x 8 = 6, B 3 3 (6/5) x 3 = 3, C 6 7 Total 5 5 6 8 9 Совмещение A 2 2 2 2 2 6 x (4/5) = 4, B 3 3 C 5 6 7 Итого 5 5 6 6, Условное исчисление A 2 2 2,5 3,5 4 (3,5/2,5) x 4 = 5,6 (4/3,5 x 5,6) = 6,4 (5/4) x 6,4 = B 3 3 Итого 5 5 6,5 9,1 8,4 Цифры, выделенные жирным шрифтом, представляют собой оценки цен с поправкой на качество, изложенные в тексте.

или для января по сравнению с апрелем: для июня — 6,67 (см. таблицу 7.5). Обе процедуры в случае долгосрочного сопоставления цен дают одина N N.

ковый результат. Для продукта B результаты обоих ме pi /N pi /N тодов (без учета ошибок округления) будут совершен i1 i PD, (7.36) N N но одинаковыми.

.

pi /N pi /N 7.162. Однако для общего индекса Дюто результа i1 i ты будут различаться, поскольку индекс Дюто взве шивает изменения цен на продукты по отношению 68 цены в начальном периоде к общей цене (см. главу 20, что конечно, как и раньше, равно – – = 1,30.

56 сноску 27). Два метода внесения поправки на качест 7.161. Рассмотрим случай несопоставимой замены во используют одни и те же изменения цен, но раз с внесением поправки на качество в явном виде. Пусть, личные неявные веса. Величина индекса Дюто в мае например, стоимость продукта C, равная 6 в апреле, составляет 9/5,6=1,607, если сделана поправка к цене при сравнении с качеством продукта B берется с по- начального периода (января), или 7,8/5=1,56, если правкой на качество, позволяющей принимать ее сто- поправка внесена к цене текущего периода (мая).

имость равной только 5. Как объясняется выше, по- Краткосрочные индексы дают такой же результат для правка к цене с учетом качества может выполняться каждой поправки:

на основании оценки стоимости опции, поправки на с использованием поправки к количество, субъективной оценки или гедонического 1,607 исходной цене (января), и коэффициента. Пусть для долгосрочного сопоставле 5,6 ния используется скорректированная январская цена продукта C, которая представляет собой цену продук- с использованием поправки к 7 7, та B равную 3, умноженную на 6/5 с целью повысить 1,56 цене текущего периода (мая).

ее категорию с учетом качества C, то есть 6/5 x 3=3,6. 5 Начиная с апреля, цены на заменяющий продукт C 7.163. Метод совмещения может также прини можно легко сравнивать с его ценой в базисном пери мать краткосрочную форму. В таблице 7.5 приведе оде (январе). И наоборот, цены на продукт C, начиная на равная 5 цена на продукт C в марте, которая су с апреля, можно было бы скорректировать, умножив ществует совместно с ценой продукта B в марте. Со на 5/6, чтобы снизить их до уровня с учетом качества отношение этих цен представляет собой оценку их продукта B и сделать возможным сопоставление с це различия в качестве. Долгосрочное сопоставление ной B в январе: для апреля цена с поправкой составит между ценами в январе и апреле будет составлять 5/6 x 6=5;

для мая цена с поправкой будет равна 5,8, а РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА (3,5/2,5) 4=5,6 в приведенном выше примере.

/ 5 = 1,36.

6 2 В этом случае изменение цены с марта по апрель со ставит (5,6+3,5)/(2,5+4)=1,40. В сочетании с изме нением цены с января по март, равным (6,5/5)=1,30, Краткосрочное сопоставление будет основано на этот результат даст общее изменение цены с января произведении звеньев январь-март и март-апрель: по апрель 1,301,40=1,82, что соответствует увеличе 6,8 – = 1,36.

6 нию на 82 процента.

6 5 7.166. Рассмотрим вопрос о том, почему резуль 7.164. Очевидно, что на этом невзвешенном тат краткосрочного сопоставления, равный 82 про уровне агрегирования между результатами долго- центам, оказался выше результата, полученного с по срочных и краткосрочных сопоставлений нет ника- мощью долгосрочного сопоставления, то есть 75 про кой разницы, когда какие-либо продукты не являют- центов. Величина 40-процентного изменения цены ся отсутствующими, когда имеются в наличии сопо- продукта A с марта по апрель, на котором было осно ставимые заменяющие продукты, когда выполняют- вано краткосрочное условное исчисление, больше, ся поправки в явном виде с учетом изменения каче- чем среднегодовое изменение цены A, которое лишь ства, или когда используется метод совмещения. Раз- ненамного превышает 20 процентов. Как было уста деление краткосрочных (самых последних — на по- новлено выше, величина систематической ошибки месячной основе) и долгосрочных изменений может при этом подходе зависит от соотношения отсутству дать определенные преимущества для обеспечения ющих значений и от разницы между средним изме гарантии качества, позволяя выявить необычные нением цены сравнимой выборки и скорректирован краткосрочные изменения цен. Однако этот вопрос ным с учетом качества изменения цены, которую не рассматривается в настоящей главе. Тем не менее, имел бы ставший отсутствующим продукт-предста метод краткосрочных сопоставлений имеет преиму- витель, если бы продолжал существовать. Следует от щества при использовании условного исчисления. дать предпочтение краткосрочному сопоставлению, если есть основания считать, что предположение о Неявные краткосрочные сходных изменениях цен для него будет выполняться сопоставления с помощью с большей вероятностью, чем для долгосрочного условного исчисления сопоставления.



Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 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.