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 |   ...   | 13 | 14 || 16 | 17 |   ...   | 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 15 ] --

вой торговой точки или ввиду особых предпочтений В приложении 8.2 приведены некоторые детали обоб разных сегментов рынка, старая торговая точка может щенного метода Ласпейреса, учитывающего замену продолжать работать. В этом случае естественной старых моделей на новые. Принимая во внимание причины включения новой торговой точки в ИПЦ не сложность требуемых систем оценок, данное руко существует, как в ситуации, когда старая торговая точ водство предусматривает прагматический подход, из ка закрывается. Для органа статистики начало работы начально исключающий обсуждаемые эффекты.

новой точки может быть очевидным. Если ожидается, что эта точка будет иметь значительный объем про Выводы даж, ею можно пополнить выборку. Данные по торго вой точке можно срастить с индексом так же, как это 8.61. Необходимость рассмотрения вопросов о было сделано с продуктом С в рассмотренном выше новых товарах и выборочном пространстве продук примере. Как отмечается в работе Трайтенберга тов, отбираемых в соответствии с методологией ин (1989), данная методика не учитывает рост благосо декса, возникает из-за реальной проблемы, касаю стояния потребителей, вызванный уникальным ха щейся динамической природы современных рынков.

рактером торговой точки, так как сравнение цен было Новые товары и изменения качества — явления дале предпринято только однажды, после открытия новой ко не новые. По утверждению Триплетта (1999), нет торговой точки. Эффект первоначальной выгоды доказательств тому, что темпы создания и введения проявляется в период ее открытия по сравнению с пе новых продуктов сейчас намного выше, чем в про риодом, предшествующим ее появлению. Во-вторых, шлом. Тем не менее безусловно признано, что число другие торговые точки могут снизить цены до уровня, новых видов и разновидностей продуктов в настоя сопоставимого с уровнем цен новой торговой точки, с щее время значительно выше, чем прежде. Компью необходимой поправкой на качество. Тогда снижение терные технологии обеспечивают эффективные в цены и увеличение полезности или выгоды, возника плане затрат способы сбора и анализа очень больших ющие вследствие новых технологий, применяемых в объемов данных. В главе 6 рассматривается примене новой торговой точке, будут отражены в ИПЦ. И на ние портативных компьютеров для отражения дан конец, могут появиться торговые точки, предлагаю ных и обсуждается доступность данных сканирования щие более широкий выбор товаров и услуг, представ ляющих ценность для потребителей и повышающих штрих-кодов. Надлежащая обработка этих данных их уровень жизни посредством увеличения полезнос- требует принимать во внимание аспекты, которые ти. В существующей методологии ИПЦ нет никаких обычно не учитываются в отношении статической со средств, позволяющих оценить эту выгоду (Шапиро и вокупности пересечения, которая четко выделяет вы Уилкокс, 1997а). борки сравнимых моделей. В приложении 8.1 к дан ной главе предложено краткое описание этих вопро сов выборочного обследования.

Цены, ограничивающие спрос 8.62. Необходимо принимать во внимание следу 8.59. Шапиро и Уилкокс (1997а, с. 144) выразили ющие важные моменты.

обеспокоенность относительно: • Если в качестве и выборе товаров почти ничего не «...редкого нового продукта, обеспечивающего услу- меняется, использование методов сравнимых мо ги, которые радикально отличаются от существовав- делей имеет много преимуществ. Метод сравни ших раньше. Например, даже самое раннее поколение мых моделей сравнивает подобное с подобным, из персональных компьютеров позволило потребителям подобных торговых точек.

решать задачи, которые раньше стоили недоступно до • Системы статистических метаданных необходимы рого. Эта проблема может быть решена только путем для содействия идентификации товарных групп, в оценки потребительского излишка, созданного введе РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА которых отбор сравнимых моделей вызывает про- поправок на изменение качества, в то время как за мена схожими продуктами ведет к проблемам с ре блемы, и для концентрации внимания на проблем презентативностью.

ных областях. Системы метаданных подсказывают, • Ротация выборки является крайней формой ис как собирать и доставлять информацию для осуще ствления поправок на качество. Кроме того, они пользования замен и одним из механизмов обнов обеспечивают прозрачность применяемых методов ления выборки и, таким образом, повышения ее и способствуют переобучению. репрезентативности. Однако при этом существует • Там, где существует очень быстрая смена продук- вероятность систематических ошибок, возникаю щих по причине того, что не выполняются неяв тов, такая, что возможно быстрое обеднение вы ные предположения, лежащие в основе процеду борки, при формировании выборки нельзя пола ры совмещения для внесения поправки на изме гаться на замены. Необходимы альтернативные ме нение качества.

ханизмы, которые в каждый период позволяют • Революционные товары могут требовать попол производить отбор из двойной совокупности про дуктов. Сюда включаются цепные формулы и гедо- нения выборки, что приводит к новым рядам цен нические индексы, рассмотренные в главе 7, пунк- и новым процедурам взвешивания. Деление но тах 7.125–7.158. вых товаров на эволюционные и революционные • Некоторые новые товары можно рассматривать имеет прямое отношение к стратегии их пред ставления, направленным заменам и пополне как революционные и включать с использованием нию выборки.

несопоставимых замен и связанных с этим попра • Первоначальное увеличение благосостояния по вок на качество. Сроки замен важны как для эф фективности поправки на качество, так и для ре- требителей благодаря вводу новых продуктов и презентативности индекса. потеря выгоды из-за исчезновения продуктов • Инструкции для регистраторов цен по отбору заме- указанными процедурами не охватывается. Эко нометрические оценки значений цен, ограничи няющих продуктов важны, поскольку также имеют вающих спрос, представляют собой подход, кото отношение к репрезентативности индекса. Замена рый можно считать теоретически уместным, но устаревших продуктов недавно введенными, в проблематичным с практической точки зрения.

свою очередь, ведет к сложностям при внесении ЗАМЕНА ПРОДУКТОВ, ВЫБОРОЧНОЕ ПРОСТРАНСТВО И НОВЫЕ ПРОДУКТЫ Приложение 8.1. Появление является последним периодом, для которого использу ется старая выборка. Таким образом, оценка динамики или исчезновение продуктов цен всегда базируется только на одной выборке: на ста или торговых точек рой выборке вплоть до периода совмещения и на новой выборке начиная с периода совмещения и далее (см.

1. В предыдущих главах в большинстве случаев пред- ниже). Обновление выборки — единственный метод, полагалось, что целевое количество для оценки может который полностью способен поддерживать репрезен быть определено исходя из фиксированной совокупно- тативность выборки. Если позволяют ресурсы, обнов сти продуктов. Здесь рассматриваются осложнения, ление выборки должно проводиться часто. Конечно, возникающие из-за факта постоянного изменения про- необходимая частота зависит от темпов изменения в дуктов и торговых точек. Темпы изменения высоки во конкретной группе продуктов. Обновление также опи многих отраслях. Поэтому формирование выборки для рается на предположение о том, что разница в ценах оценки изменений цен — проблема скорее динамичес- между старыми и новыми продуктами представляет кая, чем статическая. Цены на новые продукты и цены адекватные оценки их разницы в качестве. В крайнем в новых торговых точках должны каким-то образом случае, результатом обновления выборки становится сравниваться со старыми ценами. Какие бы методы и новая выборка в каждый период, причем сравниваются процедуры ни использовались в индексе цен для учета средние цены выборок, в отличие от обычной процеду динамических изменений, результатом этих процедур ры, когда усредняются изменения цен выборок сравни всегда будет метод оценки динамической совокупности мых моделей. Хотя обновление выборки в каждый пе в явном или неявном виде. риод и является логичным с точки зрения репрезента тивности, это будет усугублять проблему поправки на Представление изменения качество из-за присущей ему процедуры поправки на изменение качества в неявном виде, и поэтому такое в индексе цен обновление выборки не рекомендуется.

2. С точки зрения формирования выборки существу Замены ет три способа отражения динамических изменений 5. Заменяющий продукт может быть определен как в совокупности на уровне элементарных агрегатов (Да лен, 1998а), в которой появляются и которую покидают преемник отдельного продукта выборки, который или разные виды продуктов и торговые точки: совершенно исчез с рынка, или утратил долю в прода – путем обновления выборки продуктов для целого жах на рынке в целом или в конкретной торговой точке.

элементарного агрегата в определенный момент Критерии для отбора заменяющих продуктов могут су времени;

щественно различаться. Во-первых, возникает вопрос:

– путем взаимно однозначного замещения одного ви- когда производить замену? Обычно на практике это да продуктов или торговой точки другим видом или происходит, когда продукт исчезает совершенно или другой торговой точкой;

когда его доля в продажах значительно сокращается.

– путем добавления и исключения отдельных элемен- Еще одно возможное, но реже используемое правило — тов наблюдения (продуктов в торговых точках) вну- заменять продукт, когда наблюдается рост продаж дру три звена индекса. гого вида, принадлежащего к той же группе или соответ ствующего тому же определению репрезентативных Ротация выборки продуктов, даже если старая разновидность все еще про 3. Обновление выборки означает пересмотр старой дается в значительных количествах.

6. Второй вопрос: как выбирать заменяющий про выборки в целом для того, чтобы сделать ее репрезен тативной в отношении генеральной совокупности в дукт? Если правилом для первоначального отбора было более поздний период. Это необязательно означает из- «наиболее продаваемый» или включение с вероятнос менение всех или даже большинства единиц выборки, тью, пропорциональной объему (продаж), тогда прави это означает только свежий взгляд на репрезентатив- ло замены может повторять правило отбора. В ином ность выборки в целом и, при необходимости, внесе- случае заменой может служить продукт, «наиболее схо ние изменений. Методы, используемые для обновле- жий» со старым. Преимущество первого правила состо ния выборки, могут быть некоторыми из тех методов, ит в обеспечении лучшей репрезентативности. Преиму которые применялись для формирования исходной щество правила «наибольшего сходства» — в том, что выборки. В случае вероятностного отбора, каждая еди- оно может, по крайней мере внешне, уменьшить про ница, принадлежащая к совокупности в более поздний блему поправки на изменение качества.

7. Важно понимать, что в современных условиях за период, должна иметь ненулевую вероятность включе ния в выборку, равную ее относительной доле на рынке. мены не способны адекватно представлять новые про 4. Обновление выборки (или ротация выборки) тра- дукты, появляющиеся на рынке. Это происходит пото диционно сочетается с методом совмещения, изложен- му, что замена вызывается не появлением чего-то но ным в пунктах 7.45–7.52 главы 7. Эта процедура подоб- вого, а исчезновением или уменьшением значимости на процедуре, которая используется при соединении чего-то старого. Например, если увеличивается выбор двух звеньев в цепных индексах. Первый период, для разновидностей продуктов в определенной группе, вы которого используется новая выборка, одновременно борка может представлять это увеличение только на РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА прямую из совокупности новых разновидностей, на- – Алгоритм оценки (формула индекса), применяемый к выборке с целью минимизации ожидаемой ошибки пример, путем ротации выборки.

оценки выборки по сравнению с целевым алгоритмом.

Добавление и исключение В принципе оценка должна учитывать все процедуры, 8. В элементарный агрегат внутри звена индекса применяемые для замены и ротации выборки, вклю чая процедуры поправки на изменение качества.

можно добавить новый элемент наблюдения. Напри мер, если представлена новая марка или модель товара 11. Изложенная выше четко сформулированная длительного пользования, не заменяющая какую-то стратегия ввиду ее сложности обычно не используется конкретную старую модель, желательно добавить ее к при практическом построении индекса, хотя связанная выборке, начиная с момента введения. Для того чтобы с ней информационная система (статистические мета включить это новое наблюдение в систему индекса, не- данные) рассматривалась выше в пунктах 8.23–8.31.

обходимо условно исчислить базисную цену. Практи- Далее приведены некоторые комментарии в отноше ческий способ для этого — использование отношения нии возможных стратегий.

цены нового продукта в месяц его введения к среднему Двухуровневая система агрегирования значению цен всех других продуктов элементарного агрегата, начиная с базисного периода и до месяца вве- 12. Отправной точкой обсуждения задачи оценки дения. Таким способом будет нейтрализовано воздей- индекса цен для выборки, произведенной из динамичес ствие нового продукта на индекс в месяцы, предшест- кой совокупности, является двухуровневое структуриро вующие месяцу введения. вание совокупности продуктов и торговых точек, кото 9. Аналогичным образом, исчезнувший продукт мо- рые относятся к охвату индекса цен. Ниже приводятся жет быть просто удален из выборки без замены. Тогда эти два уровня.

• Агрегированный уровень: на этом уровне существует изменение цены может быть рассчитано для оставших ся продуктов. Если не предпринимать дальнейших фиксированная структура групп продуктов h = 1,..., H действий, тогда изменение цены исключенного про- (или, возможно, фиксированная перекрестная струк дукта, измерявшееся до месяца, предшествующего тура групп продуктов по регионам и типам торговых исключению, начиная с месяца исключения будет про- точек) в составе звена индекса. Что касается обнов игнорировано. Это может быть целесообразным или ления совокупности продуктов, то новые товары и нецелесообразным, в зависимости от обстоятельств, услуги на агрегированном уровне определяются как относящихся к конкретной группе продуктов. новые группы и вводятся в индекс только в составе нового звена индекса.

Формулирование оперативной цели • Элементарный уровень: на данном уровне преследу ется цель отразить в индексе свойства меняющейся для динамической совокупности совокупности путем сравнения новых и старых про 10. Строгий подход к статистической оценке требует дуктов. Сравнение на микроуровне, начиная с пе наличия стратегии оценки индекса, включая оператив- риода s по период t, должно исходить из того, что ную цель измерений и необходимую для этой цели новые продукты или торговые точки появляются на стратегию формирования выборки (план и формулу рынке, а старые продукты или торговые точки исче оценки). Стратегия должна состоять из следующих зают с рынка.

компонентов. 13. Общей отправной точкой для трех альтерна – Определение совокупности операций, или элемен- тивных методов на элементарном уровне является ин тов наблюдения (обычно это разновидность продук- декс корзины с периода s по период t на агрегирован та в торговой точке), в каждый из двух периодов вре- ном уровне:

мени, при сравнении которых необходимо рассчи тать изменение цены. Qh Pht – Список всех переменных, определенных для этих Whs Ihst, h I st единиц. Такие переменные должны включать цены Qh Phs h и количества (количества единиц, проданных по h каждой цене), а также все существенные характери стики, определяющие цену продукта (и, по возмож Qh Phs Pht. ( 8.1) Whs I hst ности, торговые точки). Таким образом, формирует Qh Phs Phs ся базис цен.

– Целевой алгоритм (формула индекса), который объ- h единяет значения заданных переменных для эле Количества Qh задаются для групп продуктов h = 1… H ментов наблюдений, входящих в заданную совокуп любого периода или функций количеств нескольких ность, в единую величину.

периодов, например, симметричное среднее базисного – Процедуры, использованные для формирования и текущего периодов s и t. Частными случаями такого первоначальной выборки продуктов и торговых то индекса корзины являются индексы цен Ласпейреса чек из заданной совокупности.

(Qh = Qhs ), Пааше (Qh = Qht ), Эджворта (Qh = (Qhs + Qht )/ 2) и – Процедуры в границах временного диапазона для Уолша (Qh = [Qhs Qht ]1/2 ), охарактеризованные в главах 15– обновления, ротации выборки, добавления или ис 17. Другие формулировки для стратегии оценки на эле ключения наблюдений.

ЗАМЕНА ПРОДУКТОВ, ВЫБОРОЧНОЕ ПРОСТРАНСТВО И НОВЫЕ ПРОДУКТЫ st естественное определение средних цен, основанное на ментарном уровне введены в определение Ih. Далее об u щей отправной точкой является определение h как значениях единиц. Это ведет к следующему определе нию индекса средних цен с поправкой на качество:

совокупности продуктов или торговых точек, принад лежащих к h в период u (= s или t). Вводится концепция _ qtj ptj Pht _ элемента наблюдения: обычно строго определенный t, j st I Pt h _ продукт в конкретной торговой точке. Для каждого h h qtj st Phs g h u u элемента наблюдения jh существует цена pj и про- t j h u данное количество qj. В данном случае существует три q sj p sj варианта определения оперативной цели. _ s, ( 8.3) j P s h h qsj Совокупность пересечения s j 14. Элементарный индекс задается для совокупности h где ghst — среднее изменение качества в h (также интер пересечения, а именно: только для элементов наблю претируемое как индекс качества), что, конечно, требу дения, существующих в оба периода — t и s. Этот ин ет дальнейшего определения. Например, ghst может декс может быть также назван индексом идентичных быть представлено как процедура гедонической кор единиц. Он эквивалентен значению, получающемуся, ректировки, где характеристики сохраняются постоян если начать построение с элементов наблюдения, су ными. Уравнение (А8.3) рассматривается в главе 7, ществующих в период s, и затем опустить (удалить) от пунктах 7.142–7.149 как часть индексов Ласпейреса, сутствующие или исчезающие элементы. Примером Пааше, Фишера и Торнквиста (в отличие от индексов такого индекса служит следующая формула:

единичной стоимости), в форме, включающей гедони ческие поправки на качество в явном виде, — ghst. Такая q j p tj оперативная цель привлекательна там, где, при нали s t j чии продуктов с очень высокими темпами смены раз (A8.2) I hst h h q j p sj новидностей, среднее качество изменяется медленно или где могут быть проведены надежные оценки изме s t j h h нений качества. Широко используемый метод репре С течением времени совокупность пересечения по- зентативных продуктов в действительности не сочета следовательно сокращается, по мере того как находит- ется с целью двойной совокупности. Он неявно кон ся все меньше совпадений для каждого долгосрочного центрируется на заранее отобранных первичных едини сравнения: между s и t, s и t + 1, s и t + 2 и так далее, до цах выборки, которые используются для периодов s и t.

того момента, когда совокупность окончательно опу Совокупность заменяющих продуктов стеет. Совокупность пересечения привлекательна тем, 16. Отбор как из совокупности пересечения, так и из что она, по определению, не требует проведения замен и поэтому обычно не требует поправки на изменение двойной совокупности имеет мало общего с обычной качества. Если индекс идентичных единиц скомбини- практикой построения индексов. Самый широко ис рован с коротким звеном индекса, с последующим об- пользуемый на практике метод формирования выбор новлением выборки из совокупности в более поздний ки — метод репрезентативных продуктов в сочетании с период, то отбор из совокупности пересечения можно взаимно однозначными заменами — должен быть ло назвать полностью обоснованной стратегией, если со- гически обоснован с точки зрения оперативных целей, блюдается заложенное в процедуре совмещения неяв- что покажет его отличие от первых двух альтернатив.

ное предположение о том, что различия в ценах в этот Логическое обоснование отбора из совокупности заме момент времени отражают разницу в качестве. няющих продуктов рассматривается ниже.

17. Для каждой jhs и jht определяются заме Двойная совокупность няющие продукты ajht, цены которых в формуле за меняют цены j. Очевидно, что для jhs и jht, aj = j.

15. Полярно противоположным совокупности пере В дополнение к замене вводится изменение качества сечения является метод, при котором Phs и Pht рассмат от j к aj. Это служит причиной ввода коэффициента риваются как средние цены, определенные для двух от поправки на качество gj, интерпретируемого как ко дельно заданных совокупностей в двух периодах. Тогда эффициент, на который должна быть умножена цена оперативной целью измерения может считаться двой pjs, чтобы потребителю был безразличен выбор между ная совокупность: одна совокупность в период s и дру потреблением продуктов j и aj по ценам pjs и paj t..

гая — в период t. Такой подход представляется естест венным способом определения цели, так как оба вре- t q j pa j менных периода должны иметь одинаковый статус, и s все продукты, существующие в какой-либо из перио- j st h (A8.4) Ih q j p sj g j дов, должны учитываться. Сложность данного метода заключается в том, что две совокупности редко явля- s j h ются сопоставимыми с точки зрения качества. В ин 18. Этот шаг к оперативному использованию форму декс необходимо ввести своего рода поправку на сред нее изменение качества. Данный метод подразумевает лы требует, во-первых, определения gj, которое можно РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА дать, применив гедоническую регрессию, как описано в для выбора элемента замены или функции, подлежа пунктах 7.132–7.152 главы 7. Во-вторых, необходимо щей минимизации.

19. Функция расхождения требует конкретизации, определить aj. Естественной процедурой является ис пользование функции расхождения между j и aj. Обозна- так как она может зависеть от группы продуктов h. В чим эту функцию d( j, aj). Обычная процедура выбора общем случае это должна быть некоторая метрика, оп наиболее похожего продукта при замене теперь соот- ределенная на основе набора характеристик рассмат ветствует минимизации функции расхождения. Тем не риваемого продукта или торговой точки. Например, менее необходимы дальнейшие уточнения. Когда при определении отличия можно установить более вы должна производиться замена? На практике это должно сокий приоритет «одинаковой торговой точке» или происходить, когда первый выбранный вид перестает «одинаковому продукту» — концепции, на основе ко быть репрезентативным. Математически это можно торых нетрудно составить такую метрику. Более труд ной задачей является включение в h как можно боль t представить следующим образом: элемент наблюдения j должен быть заменен в первый период, когда выпол- шего числа новых элементов, допустимых в плане оп няется неравенство qjt cqjs, где c — выбранная подходя- ределения индекса, чтобы обеспечить репрезентатив щая константа от 0 до 1 (для сезонных продуктов необ- ность выборки. После того как введены эти определе ходима модификация). Тогда выбор заменяющего эле- ния, возможно, что один и тот же новый элемент мо мента будет определяться правилом: aj должен быть вы- жет заменить несколько предшествующих;

в то же вре бран так, чтобы для j значение d( j, aj) было минималь- мя возможно наличие множества новых элементов, ным. Поскольку необходимо отдать приоритет значи- которые без необходимости замены не были бы отоб мым в отношении количеств или стоимости элементам раны. Этот недостаток совокупности заменяющих наблюдения, предыдущее определение может быть мо- продуктов является неотъемлемой особенностью ме дифицировано следующим образом: aj должен быть вы- тода замены как такового. Метод замены разработан t бран так, чтобы для j отношение d( j, aj)/qaj было мини- только для поддержания репрезентативности старой мальным. Разумеется, можно выбрать другие правила выборки, но не новой.

ЗАМЕНА ПРОДУКТОВ, ВЫБОРОЧНОЕ ПРОСТРАНСТВО И НОВЫЕ ПРОДУКТЫ Приложение 8.2. Новые товары стоящее в том, что для каждой пары продуктов элас тичность замены должна быть постоянной. Кроме то и замена го, эластичность замены должна быть постоянной во времени. Такие формальные отношения называются 1. Альтернативным подходом к оценке эффекта вве функциональными отношениями постоянной элас дения новых товаров является трактовка новых това тичности замены (ПЭЗ).

ров как особого случая замены. В каждый период по 3. В своих работах Финстра (1994), Финстра и Шилс требитель, наблюдая множество цен, решает, что ему (1997), а также Балк (2000b) распространили примене потреблять. Относительные объемы продаж различных ние замены на прекратившие существование и новые продуктов со временем могут изменяться. Потребите продукты. Преимущество уравнения (А8.5) заключается ли могут решить потреблять меньшее количество одно в том, что при известной оценке индекс стоимости го существующего продукта и большее — другого су жизни, включающий оценку эффектов замены, может ществующего продукта, или заменить потребление су быть измерен в реальном времени. Из этого прямо сле ществующего старого продукта на новый, недоступ дует включение эффектов новых и прекративших су ный ранее, или прекратить потребление существующе ществование продуктов. Альтернативные подходы к го продукта и заменить его на существующий другой включению эффектов замены (рассмотренные в гла или новый продукт. Обычно такие изменения происхо ве 17) требуют наличия данных о расходах для базисно дят из-за изменения в относительных ценах. Во многих го и текущего периодов.

случаях «решение» потребителя привязано к решению 4. Для того чтобы охватить в данной основе новые производителя или розничного продавца, которые продукты, необходимо знать, как перераспределяются прекращают производство или продажу продуктов, расходы между новыми, существующими и прекратив чтобы освободить место для новых. Такие замены од шими существование продуктами. Пусть — доля рас них продуктов другими применимы как к радикально ходов на существующие сравнимые продукты по отно новым товарам, так и к новым моделям существующих шению к суммарному значению расходов в периоде t.

товаров. В экономической теории эластичность заме Сумма включает существующие и новые продукты, ны, обозначаемая как, является мерой изменения ко значит 1 – — доля новых продуктов в периоде t. Та личеств продукта i относительно продукта j, возникше ким же образом, 1 – — доля расходов старых, прекра го в результате единичного изменения в цене продукта тивших существование продуктов в периоде 0. Обоб i относительно продукта j. Значение, равное нулю, щенный индекс Ласпейреса, включающий замены су показывает, что изменение цены не ведет к какой-либо ществующих старых продуктов новыми, представляет замене в потреблении продуктов;

1 означает поло следующее выражение:

жительное изменение в расходах, возникающее в ре зультате замены товаров, когда есть основания перейти 1 (1 ) от одного продукта к другому. 1( 1) t pi t 2. Интуитивно понятно, что если известны и уровень w0 (A8.6) pi производимых замен (в виде долей расходов), то могут n 0, t быть рассчитаны оценки лежащего в основе изменения цен, мотивировавшего эти замены. Это в такой же сте Как в обычном индексе Ласпейреса, здесь требуются пени применимо к заменам в рамках множества суще только соотношения цен, веса базисного периода, со ствующих продуктов, как и к заменам во множестве су отношение долей расходов и оценка эластичности ществующих, прекративших существование и новых замены. Искомое значение может быть получено не продуктов. Теоретическая основа для использования сколькими альтернативными способами, включая обоб этого положения в ИПЦ была предложена Шапиро и щенные индексы Пааше, Фишера или Сато—Вартиа.

Уилкокс (1997b) [см. также работы Ллойда (1975) и Мо 5. Приведенная формула кажется интуитивно вер ултона (1996a)], в которых обычная формула Ласпейре ной, а формально ее соответствие индексу потреби са была обобщена для включения эластичности (спро тельских цен, определенному экономической теорией, са) при замене:

приведено в работе Балка (2000b). Де Хаан (2001) пока зывает, как путем декомпозиции индекса Фишера мо 1 (1 ) pi t жет быть получен эквивалент индекса Фишера для но w0, (A8.5) вых и исчезающих товаров. Вывод показывает, что ос pi n 0, t нова требует выполнения условия 1, — причина, побудившая Балка (2000b) выступить за его использо вание при агрегировании индексов более низкого где w0 — доли расходов в базисном периоде, а суммиру уровня, где выполнение данного условия наиболее ве ются сравнимые продукты, доступные в оба периода.

роятно. Остаются проблемы оценки, доступности Корректировка с использованием включает в основ ную формулу Ласпейреса эффект замены. Если = 0, данных о долях текущих расходов и достоверности предполагаемой константы. Существуют также неко то формула становится традиционной формулой Лас пейреса. При 1, формула стремится к среднему ге- торые концептуальные проблемы. Увеличение полез ности считается возникающим из-за роста потребнос ометрическому, взвешенному по весам базисного пе ти в приобретении продуктов, включенных в агрегат.

риода. Чтобы обобщить данную формулу по суммируе Если такие продукты совершенствуются, увеличивает мым продуктам, необходимо принять ограничение, со РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА ся полезность. Вместе с тем существуют другие товары ницу. Он советовал использовать цепные индексы для того, чтобы довести отбор сравнимых текущих продук за пределами агрегирования или системы уравнений тов до максимума (принцип, обсуждаемый в главе 7, спроса. Ухудшение таких товаров приведет к увеличе пункты 7.153–7.158). Отстаивая необходимость вклю нию потребности во включенных продуктах и умень чения эффектов новых товаров, Де Хаан (2001) обнару шению полезности. Например, если потребитель пере жил существенные расхождения между обычным и ключается на использование частного транспорта в от обобщенным индексами Фишера по крайней мере для вет на ухудшение работы общественного транспорта, шести продуктов (см. также Оппердус, 2001). Он также это не должно расцениваться как рост благосостояния, продемонстрировал, насколько чувствительна проце возникающий благодаря совершенствованию частного дура к выбору : при доле новых товаров в текущих рас транспорта, даже если на это указывает смещение пото ходах 4,8% и = 1,2 индекс по формуле Пааше, вклю ков расходов в выражении (А8.6) (Нево (Nevo, 2001)).

6. Прямая оценка требует существенных экономет- чающий новые товары, на 93% ниже индекса измене ний цен Пааше, исчисленного только для товаров в те рических знаний. Это выходит за рамки обычной про кущем периоде. При = 5,0 и той же доле расходов на цедуры расчета индекса (см. Хаусман, 1997). Балк новые товары, расхождение уменьшается до 34,1%. Для (2000b) в своей работе демонстрирует, как может рабо очень больших значений, например, 100, значения тать альтернативная процедура расчета. Де Хаан (2001) этих двух индексов будут относительно близки. В таких использовал данные сканирования для применения ме случаях товары, будучи практически идеальными заме тодологии к обобщенному индексу Фишера. Он приме нителями, почти идентичны и, при наличии схожих нил процедуру, изложенную в работе Балка (2000b), к цен на новые и существующие товары, переход на но девяти группам продуктов, используя данные ИПЦ Ни вый товар будет иметь минимальный эффект.

дерландов, и обнаружил значения, превышающие еди ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ Введение 9.4. Вторая часть данной главы посвящена расче ту индексов высокого уровня агрегирования. Основ 9.1. Данная глава призвана дать общее описа- ное внимание уделяется текущему составлению ние способов исчисления индексов потребитель- месячного индекса цен, в котором элементарные ских цен (ИПЦ) на практике. Методы, используе- индексы цен усредняются, или агрегируются, для по мые в разных странах, не являются абсолютно лучения индексов высокого уровня. Обсуждаются и идентичными, но имеют много общего. Существу- иллюстрируются примерами такие вопросы, как об ет очевидный интерес со стороны как составите- новление весов с учетом изменения цен, построение лей, так и пользователей ИПЦ к тому, как боль- цепных индексов и обновление весов. Рассматрива шинство статистических органов действительно ются также проблемы, связанные с применением в исчисляет ИПЦ. расчетах ИПЦ новых элементарных индексов цен и 9.2. Поскольку за последние годы достигнуто бо- новых формул индексов высокого уровня. Разъясня лее глубокое понимание свойств и поведения индек- ется возможность разложения изменения общего ин сов цен, стало очевидно, что некоторые традицион- декса на составляющие. И наконец, рассматривается ные методы могут необязательно быть оптимальны- возможность использования для расчета индекса ми с концептуальной и теоретической точки зрения. нескольких альтернативных и более сложных формул.

Кроме того, в ряде стран высказываются опасения 9.5. В заключительном разделе излагаются проце по поводу влияния на ИПЦ возможных системати- дуры редактирования данных, которые являются важ ческих ошибок. Эти проблемы и вопросы необходи- ной составной частью процесса составления ИПЦ.

мо рассмотреть в данном руководстве. Безусловно, Необходимо удостовериться в том, что в различные выбор методов, используемых для составления формулы введены правильные данные. Существует ИПЦ, неизбежно ограничивается доступностью ре- вероятность ошибок как в результате внесения непра сурсов, необходимых не только для сбора и обработ- вильных данных или неверного введения правильных ки данных о ценах, но и для сбора данных о расхо- данных, так и в результате исключения правильных дах, требуемых для расчета весов. В некоторых стра- данных, ошибочно принятых за неверные. Рассмот нах нехватка ресурсов очень жестко ограничивает ренные в разделе процедуры редактирования данных применяемые методы. предназначены для сведения к минимуму ошибок 9.3. Исчисление ИПЦ обычно происходит в два обоих типов.

этапа. Сначала оцениваются индексы цен для эле ментарных агрегатов расходов, или просто элемен Исчисление индексов цен тарных агрегатов. Затем с использованием относи для элементарных агрегатов тельных значений элементарных агрегатов расходов в качестве весов рассчитывается среднее из элемен 9.6. Расчет ИПЦ обычно производится в два эта тарных индексов цен для получения индексов высо па. На первом этапе рассчитываются элементарные кого уровня агрегирования. В начале данной главы индексы цен для элементарных агрегатов. На втором объясняется, как строятся элементарные агрегаты и этапе индексы более высокого уровня агрегирования какие экономические и статистические критерии исчисляются путем расчета средней величины из эле необходимо учитывать при определении агрегатов.

ментарных индексов цен. Элементарные агрегаты и Затем вводятся формулы индексов, обычно исполь соответствующие индексы цен служат базовыми ис зуемые для расчета элементарных индексов, их свой ходными блоками для построения ИПЦ.

ства и поведение иллюстрируются числовыми при мерами. Рассматриваются преимущества и недостат ки различных формул и предлагаются альтернатив Построение элементарных агрегатов ные варианты формул, которые могут быть исполь 9.7. Элементарные агрегаты представляют собой зованы для расчета индекса вместо общепринятых.

группы относительно однородных товаров и услуг.

Кроме того, обсуждаются проблемы, связанные с Они могут охватывать страну в целом или отдельные исчезновением одних продуктов и появлением но ее регионы. Кроме того, элементарные агрегаты могут вых, а также различные способы условного исчисле различаться по типам торговых точек. Характер эле ния отсутствующих цен.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА ментарных агрегатов зависит от обстоятельств и до- (МПС), которая обеспечивает расчеты паритетов ступности информации. Поэтому элементарные агре- покупательной способности (ППС) между странами.

гаты могут в разных странах определяться по-разному. И наконец, путем разделения по регионам или типам Необходимо, однако, отметить некоторые важней- торговых точек возможна дальнейшая разбивка под шие моменты. класса до получения элементарных агрегатов, как по • Элементарные агрегаты должны состоять из групп казано на рисунке 9.1. В отдельных случаях конкрет ный подкласс не может или не должен дополнитель по возможности сходных и предпочтительно до но подразделяться, тогда этот подкласс сам по себе статочно однородных товаров и услуг.

• Они также должны состоять из продуктов, кото- является элементарным агрегатом. В рамках каждого элементарного агрегата один или несколько продук рые характеризуются предположительно схожей тов выделяются в качестве репрезентативных для всех динамикой цен. Цель заключается в том, чтобы продуктов, входящих в элементарный агрегат. Напри свести к минимуму вариацию изменений цен вну мер, элементарный агрегат, включающий рис, про три агрегата.

• Элементарные агрегаты должны быть пригодны данный в супермаркетах северного региона, охваты вает все типы риса, из которых пропаренный белый для использования в качестве страт при выбороч рис и коричневый рис с более чем 50 процентами ном обследовании с учетом режима выборки, за дробленых зерен выбраны в качестве репрезентатив планированного для сбора данных.

ных продуктов. На практике, конечно, возможно вы 9.8. Каждый элементарный агрегат, независимо деление большего количества репрезентативных про от того, относится ли он к стране в целом, отдельному дуктов. В заключение для каждого из репрезентатив региону или группе торговых точек, обычно содержит ных продуктов в целях сбора информации о ценах достаточно большое число индивидуальных товаров и можно отобрать несколько отдельных продуктов, на услуг, или продуктов. На практике только небольшое пример, конкретные марки пропаренного риса. И в количество продуктов может быть отобрано для уста этом случае количество отобранных продуктов может новления цены. При отборе необходимо принимать меняться, в зависимости от характера репрезентатив во внимание следующее.

ного продукта.

• Изменение цен на отобранные продукты должно 9.10. Далее рассматриваются методы расчета быть репрезентативным в отношении всех продук элементарных индексов на основе данных наблюде тов, входящих в элементарный агрегат.

ний за индивидуальными ценами. Если двигаться • Количество продуктов в каждом элементарном аг- вверх от элементарных индексов цен, все индексы регате, для которого собирается информация о це- выше уровня элементарного агрегата определяются нах, должно быть достаточно большим, чтобы рас- как индексы высокого уровня и могут быть исчисле считываемый индекс цен был статистически до- ны на основе элементарных индексов цен с исполь стоверным. Минимальное требуемое для каждого зованием данных о расходах на уровне элементарных агрегата количество может быть различным, в за- агрегатов в качестве весов. Структура агрегирования висимости от характера продуктов, составляющих является согласованной, так что вес на каждом элементарный агрегат, и динамики их цен. уровне выше элементарного агрегата всегда равен • Цель состоит в том, чтобы отслеживать цену про- сумме его компонентов. Индекс цен на каждом вы дукта во времени до тех пор, пока это возможно соком уровне агрегирования может быть рассчитан или пока продукт продолжает быть репрезентатив- на основе весов и индексов цен для его компонен ным. Поэтому необходимо выбирать продукты, ко- тов, то есть элементарных индексов цен или индексов торые предположительно будут некоторое время низкого уровня. Индивидуальные элементарные оставаться на рынке, так чтобы была возможность индексы цен не всегда достаточно достоверны, что сравнения сходных продуктов. бы публиковать их отдельно, но они остаются базо 9.9. Структура агрегирования. Структура агреги- выми исходными блоками для построения всех рования ИПЦ представлена на рисунке 9.1. Исполь- индексов высокого уровня.

зуя классификацию расходов на потребление, такую 9.11. Веса в элементарных агрегатах. В большин как Классификация индивидуального потребления стве случаев индексы цен для элементарных агрегатов по целям (КИПЦ), всю совокупность товаров и услуг, рассчитываются без применения в явном виде весов охватываемую общим ИПЦ, можно подразделить на расходов. Однако по возможности необходимо ис группы, например, «продукты питания и безалко- пользовать веса, хотя бы приблизительно отражаю гольные напитки». Каждая группа, в свою очередь, щие относительную значимость продуктов, включен подразделяется на классы, например, «продукты пи- ных в выборку. Часто элементарный агрегат является тания». Для целей составления ИПЦ каждый класс самым нижним уровнем, для которого доступна до может быть далее подразделен на более однородные стоверная информация о весах. В таких случаях эле подклассы, такие как «рис». Подклассы являются эк- ментарный индекс рассчитывается как невзвешенное вивалентами основных разделов статей, используе- среднее составляющих его цен. Тем не менее необхо мых в Международной программе сопоставлений димо отметить, что даже в этом случае, при отборе ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ Рисунок 9.1. Типичная структура агрегирования индекса потребительских цен (ИПЦ) ОБЩИЙ ИПЦ Продукты ГРУППА ГРУППА ДРУГИЕ Продукты питания Алкогольные напитки ГРУППЫ и безалкогольные и табачные изделия напитки КЛАСС КЛАСС ДРУГИЕ КЛАССЫ Хлебобулочные Мясо изделия и крупы ПОДКЛАСС ПОДКЛАСС ДРУГИЕ ПОДКЛАССЫ Хлеб Рис Продано в других Продано в северном Продано в южном регионе регионах регионе ЭЛЕМЕНТАРНЫЙ ЭЛЕМЕНТАРНЫЙ АГРЕГ АТ АГРЕГ АТ Рис, проданный в других Рис, проданный северных торговых точках в северных супермаркетах РЕПРЕЗЕНТАТИВНЫЙ РЕПРЕЗЕНТАТИВНЫЙ ПРОДУКТ ПРОДУКТ Пропаренный Коричневый рис:

длиннозерный дробление более 50% белый рис ОТОБРАННЫЙ ОТОБРАННЫЙ ПРОДУКТ ПРОДУКТ Марка B Марка A РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА продуктов с вероятностями, пропорциональными ве- элементарных индексов можно использовать раз личине какой-либо наиболее подходящей перемен- личные методы и формулы. Наиболее распростра ной, например, объемам продаж, веса будут введены ненные методы проиллюстрированы с помощью неявно самой процедурой формирования выборки. числового примера в таблице 9.1. В данном примере 9.12. Для отдельных элементарных агрегатов ин- предполагается, что известны цены четырех продук формация о продажах конкретных продуктов, долях тов, входящих в состав элементарного агрегата. Ка на рынке и региональных весах может быть использо- чество каждого продукта со временем не меняется, вана в качестве весов в явном виде в рамках элемен- так что от месяца к месяцу производится сравнение тарного агрегата. Обновление весов в элементарных подобного с подобным. Вначале предполагается, что агрегатах может проводиться независимо и, возмож- имеется полное множество цен, то есть информация но, даже более часто, чем обновление самих элемен- о ценах для всех четырех продуктов собрана за каж тарных агрегатов (служащих весами для индексов вы- дый охватываемый месяц. В примере нет исчезаю сокого уровня). щих продуктов, отсутствующих цен и заменяющих 9.13. Предположим, например, что число постав- продуктов. Это предположение является достаточно щиков конкретного продукта, такого как топливо для категоричным, так как многие проблемы на практи легковых автомобилей, ограничено. Если доли всех ке возникают как раз из-за нарушения по той или поставщиков на рынке известны из статистических об- иной причине непрерывности ценового ряда для от следований хозяйственной деятельности, они могут дельных продуктов. Порядок учета исчезающих и за быть использованы в качестве весов при расчете меняющих продуктов рассматривается ниже. Пред индекса цен элементарного агрегата автомобильного полагается также отсутствие весов в явном виде.

топлива. Другой пример: цены на воду могут быть по 9.17. В таблице 9.1 представлены три широко рас лучены от нескольких региональных служб водоснаб пространенные формулы, которые применялись и до жения, при том что численность жителей в каждом ре сих пор применяются органами статистики для рас гионе известна. Тогда относительную численность на чета элементарных индексов цен. Однако необходи селения в каждом регионе можно использовать в каче мо заметить, что это не единственно возможные фор стве заменяющего показателя относительных расходов мулы — некоторые альтернативы им будут рассмот на потребление, чтобы взвесить региональные цены рены позднее.

для расчета индекса цен элементарного агрегата воды.

• Первая — формула индекса Карли для i = 1,...., n 9.14. Особая ситуация имеет место в случае та продуктов. Индекс Карли определяется как про рифных цен. Тарифом называется реестр цен для по стое (или невзвешенное) среднее арифметичес купки конкретного товара или услуги при различных кое соотношений цен для двух сравниваемых пе условиях и сроках. Например, электричество, которое риодов 0 и t:

продается в дневное время по одной цене, а в ночное время — по более низкой цене. Аналогичным обра pit зом, телефонные компании могут назначать более I C:t. (9.1) низкую цену за переговоры в выходные дни по срав- pi n нению с остальными днями недели. Еще одним при мером может служить продажа автобусных билетов по • Вторым является индекс Дюто, определяемый как одной цене для обычных пассажиров и по более низ- соотношение невзвешенных средних арифметиче кой цене — для детей или пенсионеров. В таких слу- ских цен:

чаях при расчете индекса цен для элементарного агре гата будет уместным присвоить веса различным тари pit фам или ценам. n 0:t I. (9.2) 9.15. Во многих странах наблюдается рост объема D 1 p продаж через торговые точки с электронными терми- i n налами, которые позволяют сканировать цены и ко личества в момент продажи. Это означает, что новые • Третий — индекс Джевонса, определяемый как не ценные источники информации становятся все бо взвешенное среднее геометрическое соотношений лее доступными для органов статистики. Это, воз цен, что эквивалентно соотношению невзвешен можно, приведет к значительным изменениям в спо ных средних геометрических цен:

собах сбора и обработки данных о ценах для ИПЦ.

Порядок работы с данными сканирования рассмат 1n 1n pit ривается в главах 7, 8 и 21. pit 0:t I. (9.3) J 1n pi0 pi Построение элементарных индексов цен 9.18. Свойства трех приведенных индексов рас сматриваются и достаточно подробно разъясняются 9.16. Элементарным индексом цен называется в главе 20. В данном случае цель состоит в том, что индекс цен для элементарного агрегата. Для расчета ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ Таблица 9.1 Расчет индексов цен для элементарного агрегата Январь Февраль Март Апрель Май Июнь Июль Цены Продукт A 6,00 6,00 7,00 6,00 6,00 6,00 6, Продукт B 7,00 7,00 6,00 7,00 7,00 7,20 7, Продукт C 2,00 3,00 4,00 5,00 2,00 3,00 2, Продукт D 5,00 5,00 5,00 4,00 5,00 5,00 5, Среднее арифметическое цен 5,00 5,25 5,50 5,50 5,00 5,30 5, Среднее геометрическое цен 4,53 5,01 5,38 5,38 4,53 5,05 4, Помесячные соотношения цен Продукт A 1,00 1,00 1,17 0,86 1,00 1,00 1, Продукт B 1,00 1,00 0,86 1,17 1,00 1,03 1, Продукт C 1,00 1,50 1,33 1,25 0,40 1,50 0, Продукт D 1,00 1,00 1,00 0,80 1,25 1,00 1, Соотношения цен текущего месяца к базисному (январь) Продукт A 1,00 1,00 1,17 1,00 1,00 1,00 1, Продукт B 1,00 1,00 0,86 1,00 1,00 1,03 1, Продукт C 1,00 1,50 2,00 2,50 1,00 1,50 1, Продукт D 1,00 1,00 1,00 0,80 1,00 1,00 1, Индекс Карли — среднее арифметическое соотношений цен Помесячный индекс 100,00 112,50 108,93 101,85 91,25 113,21 100, Цепной помесячный индекс 100,00 112,50 122,54 124,81 113,89 128,93 129, Прямой индекс (сравнение с январем) 100,00 112,50 125,60 132,50 100,00 113,21 110, Индекс Дюто — соотношение средних арифметических цен Помесячный индекс 100,00 105,00 104,76 100,00 90,91 106,00 103, Цепной помесячный индекс 100,00 105,00 110,00 110,00 100,00 106,00 110, Прямой индекс (сравнение с январем) 100,00 105,00 110,00 110,00 100,00 106,00 110, Индекс Джевонса — отношение средних геометрических цен = среднее геометрическое соотношений цен Помесячный индекс 100,00 110,67 107,46 100,00 84,09 111,45 98, Цепной помесячный индекс 100,00 110,67 118,92 118,92 100,00 111,45 110, Прямой индекс (сравнение с январем) 100,00 110,67 118,92 118,92 100,00 111,45 110, 1Все индексы цен рассчитаны с использованием неокругленных значений.

бы показать, как они ведут себя на практике, срав- нии различных формул, имеет тенденцию к росту с нить результаты, полученные при использовании увеличением разброса соотношений цен. Чем больше различных формул и подытожить их достоинства и дисперсия изменений цен, тем более важным оказы недостатки. вается выбор формулы и метода. Если элементарные 9.19. Каждый помесячный индекс демонстрирует агрегаты определены таким образом, что изменения изменение индекса от одного месяца к следующему. цен в пределах агрегата сведены к минимуму, то ре Цепные месячные индексы связывают эти помесячные зультаты становятся менее чувствительными к выбо изменения путем последовательного умножения. ру формулы и метода.


Прямые индексы сравнивают последовательно цены 9.21. Некоторые особенности индексов, как пока каждого месяца непосредственно с ценами базисного зывают данные таблицы 9.1, являются систематичес месяца (января). Благодаря простому анализу различ- кими и предсказуемыми, так как вытекают из матема ных индексов очевидно, что выбор формулы и метода тических свойств индексов. Например, общеизвестно, может приводить к значительным различиям в полу- что среднее арифметическое всегда больше соответст ченных результатах. Некоторые результаты порази- вующего среднего геометрического или равно ему, тельны: например, между цепным индексом Карли причем равенство имеет место только в тривиальном для июля и каждым из прямых индексов для июля, случае, когда рассчитывается среднее для одних и тех включая и прямой индекс Карли, существует значи- же чисел. Следовательно, все прямые индексы Карли тельная разница. больше индексов Джевонса, за исключением индек 9.20. В следующих пунктах кратко характеризу- сов для мая и июня, когда все четыре соотношения ются свойства и поведение различных индексов (см. цен с базисным периодом в январе равны. Как прави также главу 20). Прежде всего, отметим, что разница ло, индекс Дюто может быть больше или меньше ин между результатами, полученными при использова- декса Джевонса, но обычно меньше индекса Карли.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Аксиоматический подход к элементарным 9.22. В связи с использованием индекса Джевон индексам цен са необходимо отметить одно основное свойство средних геометрических. Если значение какого-ли- 9.25. Как разъясняется в главах 16 и 20, одним из бо наблюдения из совокупности наблюдений равно способов выбора подходящей формулы индекса явля нулю, их среднее геометрическое также равно нулю, ется требование, чтобы формула удовлетворяла опре каковы бы ни были остальные значения. Индекс деленным аксиомам или критериям. Критерии каса Джевонса чувствителен к очень сильным падениям ются свойств, характеризующих различные виды ин цен, поэтому при использовании индекса Джевонса дексов, причем эти свойства не являются интуитивно может возникнуть необходимость определения верх- очевидными. Для иллюстрации аксиоматического ней и нижней границ для отдельных соотношений подхода ниже приведено четыре основных критерия.

цен, например, 10 и 0,1 соответственно. Несомнен- • Критерий пропорциональности — если все цены в но, экстремальные наблюдения часто являются ре- раз больше цен базисного периода цен (в при зультатом различного типа ошибок, поэтому экстре- мере — январь), индекс должен быть равен.

мальные изменения цен в любом случае необходимо Данные за июль, когда каждая цена на 10 процен тщательно проверять. тов больше цены в январе, показывают, что все 9.23. Другим важным свойством индексов, пред- три прямых индекса удовлетворяют данному кри ставленных в таблице 9.1, является транзитивность терию. Частным случаем критерия пропорцио индексов Дюто и Джевонса, в отличие от индекса нальности является критерий тождественности, Карли. Транзитивность означает, что цепные месяч- требующий, чтобы в случае, когда цена каждого ные индексы эквивалентны соответствующим пря- продукта идентична соответствующей цене в ба мым индексам. Это свойство важно на практике, так зисном периоде, индекс был равным единице как многие элементарные индексы цен в действи- (как показано в примере за май).

тельности рассчитываются как цепные индексы, • Критерий инвариантности к изменениям единиц из связывающие помесячные индексы. Нетранзитив мерения (критерий соизмеримости) — индекс цен не ность индекса Карли ярко выражена в таблице 9.1, должен меняться при изменении единиц измере где каждая из четырех цен в мае возвращается на ния продуктов (например, если цены устанавлива уровень января, тогда как цепной индекс Карли по ются за литр, а не за пинту). Как разъясняется ни казывает 14-процентный рост по сравнению с янва же, индекс Дюто не удовлетворяет данному крите рем. Подобно этому, в июле, несмотря на то что каж рию, в отличие от индексов Карли и Джевонса.

дая цена ровно на 10 процентов выше, чем в январе, • Критерий обратимости во времени — если все дан цепной индекс Карли показывает 29-процентное ные двух периодов соответственно поменять мес увеличение. Для прямого индекса данные результа тами, полученная величина индекса цен должна ты считались бы искаженными и неприемлемыми, быть обратной величине первоначального индекса.

но и для цепного индекса результаты выглядят инту Индекс Карли не отвечает данному критерию, но итивно настолько необоснованными, что подрыва индексы Дюто и Джевонса оба ему удовлетворяют.

ют доверие к цепному индексу Карли. Изменения То, что индекс Карли не отвечает критерию обра цен от марта к апрелю демонстрируют эффект «ска тимости во времени, прямо из примера не очевид чущих цен», при котором те же четыре ценовые зна но, но это можно легко подтвердить, если поме чения наблюдаются в оба периода, но во втором они нять местами периоды, за которые сравниваются меняются местами. Месячный индекс Карли в апре цены, например, январь и апрель, — тогда индекс ле по сравнению с мартом увеличивается, тогда как Карли, рассчитанный в обратном направлении, за индексы Дюто и Джевонса не отражают изменений.

январь по отношению к апрелю, будет равен 91,3, 9.24. Основной вывод, вытекающий из краткой при этом обратная величина прямого индекса Кар иллюстрации поведения только трех возможных фор ли будет равна 1/132,5, то есть 75,5.

мул, состоит в том, что различные индексы и методы • Критерий транзитивности — цепной индекс за могут приводить к весьма разным результатам. Соста один период по сравнению с другим должен быть вители индексов должны ознакомиться с взаимосвя равен прямому индексу, сравнивающему эти же два зями между различными формулами, имеющимися в периода. Как видно из примера, индексы Джевон их распоряжении для расчета элементарных индексов са и Дюто оба удовлетворяют этому критерию, в то цен, чтобы осознавать последствия выбора той или время как индекс Карли ему не отвечает. Напри иной формулы. Знание этих взаимосвязей дает воз мер, несмотря на то что цены в мае возвращаются можность более информированного и обоснованного на уровень января, цепной индекс Карли показы выбора формулы, но даже этого знания недостаточно, вает 113,9. Это иллюстрирует тот факт, что индексу чтобы принять окончательное решение. Для опреде Карли может быть присуще значительное система ления выбора формулы необходимо обратиться к дру тическое завышение.

гим критериям. Существует два основных подхода, которые можно при этом использовать: аксиоматиче- 9.26. Может быть разработано множество других ский и экономический. аксиом и критериев, но приведенных положений до ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ статочно, чтобы продемонстрировать подход, а также 9.30. Таким образом, можно сделать вывод о том, осветить некоторые важные особенности рассматри- что, с аксиоматической точки зрения, оба индекса, ваемых здесь элементарных индексов. индекс Карли и индекс Дюто, имеют серьезные недо 9.27. Наборы продуктов, охватываемых элемен- статки, хотя они широко использовались и до сих пор тарными агрегатами, должны быть по возможности используются органами статистики. Индекс Карли не однородными. Если набор продуктов не является отвечает критерию обратимости во времени и крите вполне однородным, несоответствие индекса Дюто рию транзитивности. В принципе, не должно иметь критерию инвариантности к изменениям единиц из- значения, намерены ли мы оценить изменение цен в мерения, или критерию соизмеримости, может стать прямом или обратном направлении во времени.

серьезным недостатком. Хотя этот индекс определя- Можно было бы ожидать одинаковых результатов, но ется как соотношение невзвешенных средних ариф- не в случае индекса Карли. Цепные индексы Карли метических цен, индекс Дюто можно интерпретиро- характеризуются значительным систематическим за вать и как взвешенное среднее арифметическое соот- вышением. Индекс Дюто является приемлемым для ношений цен, где каждое соотношение взвешено при совокупности однородных продуктов, но становится помощи его цены в базисном периоде. Это можно по- существенно более произвольным, если совокуп казать, представив приведенную выше формулу (9.2) ность продуктов становится более разнообразной.

в следующем виде: С другой стороны, индекс Джевонса удовлетворяет всем вышеперечисленным критериям, а также, как 1 представляется, более предпочтителен при увеличе pi0 pit pi нии набора критериев (как показано в главе 20).

n I D:t. С точки зрения аксиоматического метода, индекс pi0 Джевонса, очевидно, обладает наилучшими свойства n ми, хотя до последнего времени он использовался Однако если продукты неоднородны, их относи- нечасто. Сейчас наблюдается тенденция перехода тельные цены могут довольно произвольно зависеть статистических органов от использования индексов от количественных единиц измерения. Карли и Дюто к использованию индекса Джевонса.


9.28. Возьмем, к примеру, соль и перец, входящие в Экономический подход к элементарным один подкласс КИПЦ. Предположим, что единица из индексам цен мерения для перца изменена с граммов на унции, при этом единицы, в которых измеряется соль (килограм- 9.31. Экономический подход призван оценить мы), остались прежними. Так как унция перца равна экономический индекс, то есть индекс стоимости 28,35 грамма, «цена» перца увеличилась более чем в жизни для элементарного агрегата (см. главу 20). Про 28 раз, что фактически увеличивает вес, заданный для дукты, по которым собирается информация о ценах, перца в индексе Дюто, более чем в 28 раз. Цена перца рассматриваются, как если бы они составляли корзи относительно соли, по существу, произвольна и полно- ну товаров и услуг, приобретенных потребителями для стью зависит от выбора единиц измерения двух про- извлечения полезности. Индекс стоимости жизни из дуктов. Как правило, при наличии различных типов меряет минимальную сумму, на которую потребители продуктов в пределах одного элементарного агрегата, вынуждены были бы изменить свои расходы, чтобы индекс Дюто концептуально неприемлем. поддерживать свой уровень полезности без измене 9.29. Индекс Дюто является приемлемым только ний, при этом допускается, что потребители произво в тех случаях, когда совокупность охватываемых про- дят замещение одних продуктов на другие в ответ на дуктов однородна или, по крайней мере, почти одно- изменение их относительных цен. В отсутствие ин родна. Например, он может быть приемлемым для формации о количествах или расходах в рамках эле совокупности цен на яблоки, даже для различных ментарного агрегата оценка индекса может быть по сортов яблок, но не для цен на несколько разных ти- лучена только при определенных особых условиях.

пов фруктов, таких как яблоки, ананасы и бананы, 9.32. Представляют интерес два особых случая.

так как цена некоторых из них может быть намного В первом случае потребители продолжают потреблять выше (за штуку или за килограмм), чем остальные те же самые относительные количества, независимо цены. Даже если продукты достаточно однородны и от относительных цен. Потребители предпочитают представлены в одинаковых единицах измерения, ве- не прибегать к замещению в ответ на изменение са в неявном виде индекса Дюто могут по-прежнему относительных цен. Коэффициенты перекрестной оставаться неудовлетворительными. Для изменений эластичности спроса равны нулю. Предпочтения, цен на более дорогие продукты задается больший вес, лежащие в основе этого явления, называются в эко хотя на практике они вполне могут составлять лишь номической литературе предпочтениями Леонтьева.

небольшую часть суммарных расходов в пределах аг- При подобных предпочтениях индекс Ласпейреса регата. Маловероятно, что потребители будут поку- дает точную оценку индекса стоимости жизни. В пать продукты по более высоким ценам, если такие рассматриваемом особом случае индекс Карли, рас же продукты доступны по более низким ценам. считанный для случайной выборки, обеспечивает РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА оценку индекса стоимости жизни, при условии что элементарного агрегата, чем индекс Карли, потому продукты выбраны с вероятностями, пропорцио- что в большинстве случаев значительное число замен нальными долям расходов населения. Может ока- более вероятно, чем их полное отсутствие, в особен заться, что при выборе продуктов с вероятностями, ности из-за того, что элементарные агрегаты должны пропорциональными долям количеств, приобретен- целенаправленно строиться таким образом, чтобы ных населением, индекс выборки Дюто даст оценку группировать сходные продукты, являющиеся близ индекса совокупности Ласпейреса. Однако если кими заменителями друг для друга.

корзина для индекса Ласпейреса содержит различ- 9.36. Индекс Джевонса не означает и не предпо ные типы продуктов, количества которых не адди- лагает, что доли расходов остаются постоянными.

тивны, то количественные доли, а следовательно, и Очевидно, что индекс Джевонса может быть рассчи вероятности остаются неопределенными. тан независимо от того, какие изменения в долях рас 9.33. Во втором случае предполагается, что потре- ходов происходят и происходят ли вообще на практи бители изменяют потребляемые количества обратно ке. На самом деле экономический подход показыва пропорционально изменениям относительных цен. ет, что при постоянных (или почти постоянных) до Коэффициенты перекрестной эластичности спроса лях расходов можно ожидать, что индекс Джевонса между различными продуктами все равны единице обеспечит надлежащую оценку базового индекса сто при равных долях расходов в оба периода. В основе имости жизни. Подобно этому, можно ожидать, что этого явления лежат так называемые предпочтения при постоянных относительных количествах индекс Кобба—Дугласа. При таких предпочтениях геометри- Карли обеспечит надлежащую оценку, но реально ческий индекс Ласпейреса дает точную меру индекса индекс Карли не предусматривает, что количества ос стоимости жизни. Геометрический индекс Ласпейре- таются постоянными.

са представляет собой взвешенное среднее геометри- 9.37. На основе как экономического, так и акси ческое соотношений цен, при этом доли расходов оматического подхода, можно заключить, что индекс предыдущего периода используются в качестве весов Джевонса в общем случае выделяется в качестве (в конкретном рассматриваемом случае доли расхо- предпочтительного, хотя в частном случае, когда в дов второго периода останутся прежними). В этом пределах элементарного агрегата замена невозможна случае индекс Джевонса, рассчитанный для случай- или почти невозможна, предпочтение можно отдать ной выборки, будет служить объективной оценкой индексу Карли. Составитель индексов должен посту индекса стоимости жизни, при условии что продукты пать по своему усмотрению, принимая во внимание выбраны с вероятностями, пропорциональными до- характер продуктов, фактически включенных в эле лям количеств, приобретенных населением. ментарный агрегат.

9.34. Исходя из экономического подхода, выбор 9.38. Прежде чем оставить данную тему, следует между индексом Джевонса и индексом Карли будет отметить, что она помогает пролить свет на некото зависеть от того, какой из индексов наилучшим обра- рые свойства отбора для элементарных индексов.

зом аппроксимирует базовый индекс стоимости жиз- При условии, что продукты в выборке отобраны с ни. Другими словами, будут ли (неизвестные) коэф- вероятностями, пропорциональными расходам ба фициенты перекрестной эластичности в среднем ско- зисного периода цен, можно сделать следующие рее ближе к единице или к нулю. На практике коэф- выводы:

фициенты перекрестной эластичности могут прини – (невзвешенный) индекс выборки Карли дает оцен мать любые значения в диапазоне до плюс бесконеч ку индекса совокупности Ласпейреса, свободную ности — для элементарного агрегата, состоящего из от систематической ошибки;

совокупности строго однородных продуктов, то есть – (невзвешенный) индекс выборки Джевонса дает совершенных заменителей. Следует отметить, что в оценку геометрического индекса совокупности Ла случае, когда продукты действительно однородны, спейреса, свободную от систематической ошибки.

проблема индекса не возникает и «индекс» цен зада Эти утверждения справедливы независимо от базо ется соотношением стоимостей единицы продукта в вого индекса стоимости жизни.

двух периодах (что будет позже разъяснено подроб нее). Можно предположить, что для большинства Цепные индексы в сравнении элементарных агрегатов средняя перекрестная элас тичность скорее ближе к единице, чем к нулю, следо с прямыми индексами для вательно, как правило, индекс Джевонса, вероятно, элементарных агрегатов является лучшей аппроксимацией индекса стоимости 9.39. Прямой элементарный индекс предусматри жизни, чем индекс Карли. В этом случае приходится вает непосредственное сравнение цен текущего пери сделать вывод о том, что индекс Карли характеризует ода с ценами базисного периода цен. В цепном ин ся систематическим завышением.

дексе сравниваются цены каждого периода с ценами 9.35. Экономический подход позволяет понять, предыдущего периода, и получающиеся в результате что индекс Джевонса, скорее всего, дает лучшую при ближенную оценку индекса стоимости жизни для краткосрочные индексы сцепляются один с другим ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ для определения индекса за длительный период, как декс в тот период, когда информация о ценах будет показано в таблице 9.1. получена за два последовательных месяца. Аналогич 9.40. При условии что цены в каждый период ре- ным образом, если выборка обновляется и в индекс гистрируются для одного и того же набора продуктов необходимо ввести новые продукты, это потребует (как в таблице 9.1), любая формула расчета индекса, наличия рядов старых и новых цен за текущий и пред определяемая как соотношение средних цен, транзи- шествующий месяцы. Тем не менее на цепной индекс тивна, то есть независимо от того, рассчитывается ли отсутствующее наблюдение будет влиять в течение индекс как прямой или как цепной, формулы дают двух месяцев, так как оно является частью двух звень один и тот же результат. В цепном индексе последова- ев одной цепи. Иная ситуация с прямым индексом, тельные числители и знаменатели сокращаются, ос- когда отдельное не получившее оценки отсутствую тавляя только среднюю цену последнего периода, де- щее наблюдение влияет на величину индекса только в ленную на среднюю цену базисного периода, что тож- текущий период.

Например, при сравнении периодов дественно прямому индексу. Таким образом, индексы 0 и 3, отсутствие цены продукта в период 2 означает, Дюто и Джевонса оба являются транзитивными. что цепной индекс исключает данный продукт в по Цепной же индекс Карли, как уже отмечалось, не следнем звене индекса в периоды 2 и 3, в то время как транзитивен и не рекомендуется к использованию из- прямой индекс включает данный продукт в период 3, за систематического завышения. Однако прямой ин- так как прямой индекс базируется на продуктах, цены декс Карли остается одним из допустимых вариантов. которых доступны в периоды 0 и 3. Вместе с тем, с 9.41. Несмотря на то что цепные и прямые версии точки зрения исчисления индекса, использование индексов Дюто и Джевонса идентичны при отсутст- цепного индекса может упростить оценку отсутству вии разрывов в ряде данных для отдельных продук- ющих цен и введение замен, и в то же время можно тов, они предусматривают различные способы реше- сделать вывод о том, что прямой индекс ограничива ния вопросов, связанных с новыми и исчезающими ет возможность применения метода совмещения в от продуктами, отсутствующими ценами и поправками ношении отсутствующих наблюдений.

на изменение качества. На практике какие-то продук- 9.44. Помимо основных результатов, прямой и ты постоянно приходится исключать из области ин- цепной методы дают и дополнительные результаты, декса, а новые включать, при этом прямые и цепные которые могут быть использованы для контроля за индексы могут различаться, если условные значения данными о ценах. По каждому элементарному агрега для отсутствующих цен рассчитываются по-разному. ту метод цепных индексов определяет последнее ме 9.42. Когда в прямой индекс должен быть вклю- сячное изменение цены, что можно использовать как чен заменяющий продукт, часто необходимо опреде- для редактирования данных, так и для условного ис лить цену нового продукта в базисном периоде цен, то числения отсутствующих цен. Вместе с тем прямой есть в некотором прошедшем периоде. То же проис- индекс показывает средние уровни цен для каждого ходит, если к индексу необходимо привязать новый элементарного агрегата в каждый период, и эту ин продукт в связи с обновлением выборки. Исходя из формацию также можно рассматривать как полезный отсутствия информации о цене заменяющего продук- дополнительный результат. Но поскольку имеющиеся та в базисном периоде цен, необходимо оценить ее недорогие вычислительные ресурсы и электронные при помощи соотношений цен, рассчитанных для таблицы позволяют получить этот результат примене продуктов, оставшихся в элементарном агрегате, или нием как цепного, так и прямого методов, выбор фор для подгруппы этих продуктов, либо с помощью дру- мулы не должен диктоваться возможностью получе гого показателя. Однако прямой метод должен ис- ния дополнительных результатов.

пользоваться только для ограниченного периода вре мени. Иначе большинство цен базисного периода в Согласованность агрегирования итоге окажется условно исчисленными, что было бы 9.45. Согласованность агрегирования означает, нежелательным результатом. Данное положение по что при поэтапном расчете индекса путем агрегирова сути исключает использование индекса Карли для бо ния индексов низкого уровня для получения индек лее длительного периода времени, так как индекс сов все более высоких уровней агрегирования конеч Карли в любом случае может быть использован толь ный результат должен быть тем же самым, как если бы ко в его прямом виде, будучи неприемлемым в виде расчет был произведен в один этап. Это удобно с точ цепного индекса. Это означает, что на практике пря ки зрения представления. Если элементарные агрега мой индекс Карли может быть использован только ты рассчитаны с использованием одной формулы, а при условии, что общий индекс получается путем среднее значение для элементарных агрегатов (для цепной увязки индексов, проводимой ежегодно либо получения индексов высокого уровня) — с использо с интервалами в два или три года.

ванием другой формулы, получающийся в результате 9.43. В случае цепного индекса, если продукт ста ИПЦ не является согласованно агрегированным.

новится постоянно отсутствующим, заменяющий Можно возразить, что согласованность агрегирова продукт может быть введен в рамках текущего исчис ления индекса, путем включения его в месячный ин- ния необязательно рассматривать как важный или да РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА же уместный критерий или что последовательность – условно исчислить отсутствующую цену, используя агрегирования недостижима, когда объем доступной среднее изменение имеющихся в наличии цен про информации о количествах и расходах неодинаков на дуктов элементарного агрегата;

разных уровнях агрегирования. Кроме того, степень – условно исчислить отсутствующую цену, используя замены внутри элементарных агрегатов может отли- изменение цены отдельного сопоставимого про чаться от степени замены одних продуктов другими в дукта из другой, подобной, торговой точки.

разных элементарных агрегатах.

9.49. Невключение наблюдения в расчет элемен 9.46. Как было замечено ранее, индекс Карли был тарного индекса равносильно предположению о том, бы согласованно агрегирован с индексом Ласпейреса, что соответствующая цена изменилась бы таким же если бы продукты выбирались с вероятностями, про образом, что и среднее значение цен продуктов, ос порциональными долям расходов в базисный период.

тавшихся в составе индекса. Невключение наблюде Обычно этого не происходит. Индексы Дюто и Дже ния изменяет веса в неявном виде, присвоенные дру вонса также не являются согласованно агрегирован гим ценам в элементарном агрегате.

ными с индексами Ласпейреса высокого уровня. Од 9.50. По возможности необходимо избегать пере нако, как разъясняется ниже, на практике рассчиты носа последней наблюдаемой цены на последующие ваемые статистическими службами ИПЦ обычно в периоды, так как этот способ допустим только для любом случае не являются подлинными индексами очень ограниченного числа периодов. Особенную Ласпейреса, несмотря на то что эти индексы могут ба осторожность необходимо соблюдать в периоды вы зироваться на фиксированных корзинах товаров и ус соких темпов инфляции или в периоды быстрых из луг. Ранее также было замечено, что если бы индекс менений рынков в результате значительных темпов высокого уровня был определен как геометрический введения инноваций и высокой сменяемости про индекс Ласпейреса, согласованность агрегирования дуктов. Несмотря на простоту применения, перенос могла бы быть достигнута путем использования ин последней наблюдаемой цены на последующие пе декса Джевонса для расчета элементарных индексов риоды привносит систематическую ошибку в полу на более низком уровне, при условии что отдельные чаемый индекс в сторону нулевого изменения. Кроме продукты выбраны с вероятностями, пропорциональ того, возникает вероятность компенсирующего скач ными долям расходов. Геометрический индекс Лас кообразного изменения индекса в момент, когда це пейерса мало известен, но с экономической точки на на отсутствующий продукт будет зарегистрирова зрения он обладает желательными свойствами, и поз на вновь, что будет ошибочно упущено при расчете же мы к нему еще вернемся.

цепного индекса, но отразится в прямом индексе и возвратит его к истинному значению. Неблагоприят Отсутствующие наблюдения ное воздействие этого явления на индекс будет нара за ценами стать, если цена продукта будет отсутствовать в тече ние некоторого периода времени. Таким образом, пе 9.47. Информация о цене продукта в какой-то пе ренос на последующие периоды нельзя назвать при риод не может быть получена по причине, что про емлемым методом или решением проблемы.

дукт временно отсутствует, или из-за того, что он ис 9.51. Условное исчисление отсутствующей цены с чез окончательно. Каждый из этих двух типов ситуа использованием среднего изменения имеющихся в ций, характеризующихся отсутствием информации о наличии данных о ценах может быть применимо, ес цене, требует отдельного рассмотрения. Временная ли ожидается, что цены в элементарном агрегате бу недоступность информации может иметь место в слу дут изменяться в одном направлении. Условное ис чае сезонных продуктов (особенно для фруктов, ово числение производится с использованием всех ос щей и одежды), из-за дефицита поставок или, воз можно, из-за трудностей сбора информации (напри- тальных цен элементарного агрегата. Как уже было мер, торговая точка закрыта или болен регистратор отмечено, это численно равноценно невключению цен). Порядок работы с сезонными продуктами свя- элемента в расчет текущего периода, но условное ис зан с рядом особых проблем. Они будут изложены числение все же полезно произвести, чтобы размер в главе 22, а здесь рассматриваться не будут. выборки в текущий период не сокращался, если в бо 9.48. Процедура в отношении временно отсутству- лее поздний период информация о цене будет вновь ющих цен. В случае временно отсутствующих наблю- доступна. В некоторых случаях, в зависимости от сте дений для несезонных продуктов, можно принять од- пени однородности элементарного агрегата, для ну из следующих четырех мер: оценки отсутствующей цены более предпочтитель – не включать продукт, информация о ценах на кото- ным может быть использование подгруппы продук рый не может быть получена, сохраняя выборку тов из состава элементарного агрегата. В особых слу сравнимых продуктов (подобное сравнивается с чаях может обнаружиться только один сопоставимый подобным), несмотря на то что она обедняется;

продукт, зарегистрированный в торговой точке по добного типа, для которого можно ожидать сходного – перенести на более поздние периоды последнюю наблюдаемую цену;

изменения цены.



Pages:     | 1 |   ...   | 13 | 14 || 16 | 17 |   ...   | 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.