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 |   ...   | 14 | 15 || 17 | 18 |   ...   | 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 16 ] --

ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ Таблица 9.2. Условное исчисление временно отсутствующих цен Январь Февраль Март Апрель Май Цены Продукт A 6,00 5,00 7,00 6, Продукт B 7,00 8,00 9,00 8,00 7, Продукт C 2,00 3,00 4,00 3,00 2, (a) Исключить отсутствующий продукт из расчета индекса Индекс Карли — среднее арифметическое соотношений цен Прямой индекс 100,00 115,87 164,29 126,98 110, Индекс Дюто — соотношение средних арифметических цен Помесячный индекс 100,00 106,67 118,18 84,62 91, Цепной помесячный индекс 100,00 106,67 126,06 106,67 97, Прямой индекс 100,00 106,67 144,44 120,00 110, Индекс Джевонса — соотношение средних геометрических цен = среднее геометрическое соотношений цен Помесячный индекс 100,00 112,62 122,47 81,65 87, Цепной помесячный индекс 100,00 112,62 137,94 112,62 98, Прямой индекс 100,00 112,62 160,36 125,99 110, (b) Условное исчисление Индекс Карли — среднее арифметическое соотношений цен Условно исчислить цену для продукта A в марте как 5 (9/8 + 4/3)/2 = 6, Прямой индекс 100,00 115,87 143,67 126,98 110, Индекс Дюто — соотношение средних арифметических цен Условно исчислить цену для продукта A в марте как 5 ((9 + 4)/(8 + 3)) = 5, Помесячный индекс 100,00 106,67 118,18 95,19 91, Цепной помесячный индекс 100,00 106,67 126,06 120,00 110, Прямой индекс 100,00 106,67 126,06 120,00 110, Индекс Джевонса — соотношение средних геометрических цен = среднее геометрическое соотношений цен Условно исчислить цену для продукта A в марте как 5 (9/8) (4/3)0,5 = 6, Помесячный индекс 100,00 112,62 122,47 91,34 87, Цепной помесячный индекс 100,00 112,62 137,94 125,99 110, Прямой индекс 100,00 112,62 137,94 125,99 110, 9.52. В таблице 9.2 приводится наглядный пример 9.54. В разделе (b) таблицы 9.2 отсутствующая це исчисления индекса цен для элементарного агрегата, на продукта А в марте исчисляется условно, с помо состоящего из трех продуктов, в ситуации, когда в щью среднего изменения цен оставшихся продуктов марте отсутствует информация об одной из цен. с февраля по март. Как показано в таблице, несмот В разделе (а) таблицы 9.2 приведены индексы, в кото- ря на то что индекс может быть рассчитан как пря рых отсутствующая цена не была включена в исчисле- мой, то есть сравнивающий цены текущего периода ние. Таким образом, прямые индексы рассчитаны на с ценами базисного периода, условное исчисление основе продуктов А, B и C для всех месяцев за исклю- цены должно производиться на основе среднего из чением марта, когда расчет охватывал только продук- менения цены в текущем периоде по сравнению с ты B и C. Цепные индексы рассчитаны с января по предшествующим. Условное исчисление цены на ос февраль и с апреля по май на основе всех трех цен. нове среднего изменения цены в текущем периоде С февраля по март и с марта по апрель месячные ин- по сравнению с базисным применяться не должно, дексы рассчитаны только на основе продуктов B и C. так как в этом случае не принимается во внимание 9.53. Начиная с марта и далее прямые индексы изменение цены отсутствующего продукта, ранее Дюто и Джевонса отличаются от цепных. Первое зве- включенного в индекс. Более подробно условное ис но в цепном индексе (с января по февраль) идентич- числение рассмотрено в главе 7.

9.55. Процедура в отношении окончательно исчез но прямому индексу, следовательно, эти два индекса нувших продуктов и их замена. Продукты могут окон численно равны. В прямом индексе за март уменьше ние цены продукта А с января по февраль абсолютно чательно исчезнуть по ряду причин. Продукт может не принимается во внимание, в то время как в цепном исчезнуть с рынка с появлением новых продуктов или индексе это учитывается. В результате в марте прямой торговые точки, предоставлявшие информацию о це индекс выше цепного индекса. С другой стороны, в нах, могут прекратить продажу данного продукта.

апреле и мае, когда все цены вновь имеются в нали- В случае окончательного исчезновения продукта не чии, прямой индекс отражает динамику цен, в отли- обходимо выбрать и включить в индекс заменяющий чие от цепного индекса, который не позволяет отсле- продукт. В идеале заменяющий продукт должен со дить изменения цен. ставлять значительную долю продаж, вероятно, оста РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Таблица 9.3 Исчезающие продукты и их замены без совмещения Январь Февраль Март Апрель Май Цены Продукт A 6,00 7,00 5, Продукт B 3,00 2,00 4,00 5,00 6, Продукт C 7,00 8,00 9,00 10,00 9, Продукт D 9,00 8, (a) Условное исчисление Индекс Карли — среднее арифметическое соотношений цен Условно исчислить цену для продукта D в январе как 9/((5/3+10/7) х 0,5 =5, Прямой индекс 100,00 99,21 115,08 154,76 155, Индекс Дюто — соотношение средних арифметических цен Условно исчислить цену для продукта D в марте как 9/((5 +10)/(4 +9)) = 7, Помесячный индекс 100,00 106,25 105,88 115,38 95, Цепной помесячный индекс 100,00 106,25 112,50 129,81 124, Условно исчислить цену для продукта D в январе как 9/((5 +10)/(3 +7)) = 6, Прямой индекс 100,00 106,25 112,50 150,00 143, Индекс Джевонса — соотношение средних геометрических цен = среднее геометрическое отношений цен Условно исчислить цену для продукта D в марте как 9/((5/4 х10/9) 0,5) = 7, Помесячный индекс 100,00 96,15 117,13 117,85 98, Цепной помесячный индекс 100,00 96,15 112,62 132,73 130, Условно исчислить цену для продукта D в январе как 9/((5/3 х 10/7) 0,5) = 5, Прямой индекс 100,00 96,15 112,62 154,30 152, (b) Исключить отсутствующие цены Индекс Дюто — соотношение средних арифметических цен Помесячный индекс 100,00 106,25 105,88 115,38 95, Цепной помесячный индекс 100,00 106,25 112,50 129,81 124, Индекс Джевонса — соотношение средних геометрических цен = среднее геометрическое соотношений цен Помесячный индекс 100,00 96,15 117,13 117,85 98, Цепной помесячный индекс 100,00 96,15 112,62 132,73 130, ваться в продаже в течение некоторого периода вре- 9.58. Для введения в индекс нового продукта с мени и быть репрезентативным в отношении измене- апреля и далее необходимо исчислить условную це ний включенных в выборку цен на рынке, на котором ну для базисного периода (январь) — при расчете имел место предыдущий продукт. прямого индекса, или для предыдущего периода 9.56. Важно правильно выбрать срок введения за- (март) — при расчете цепного индекса. Оба метода меняющих продуктов. Многие новые продукты сна- расчета гарантируют, что введение нового продукта чала продаются по высоким ценам, которые со време- само по себе на индекс не влияет. В случае цепного нем снижаются, как правило, по мере увеличения индекса условное исчисление отсутствующей цены с объема продаж. И, напротив, некоторые продукты использованием среднего изменения имеющихся в могут появляться на рынке по искусственно занижен- наличии цен дает тот же результат, что и простое не ным ценам для стимулирования спроса. В таких слу- включение продукта в расчет индекса до тех пор, по чаях промедление с введением нового продукта или ка цена на него не будет установлена за два последо замены до момента достижения значительного объе- вательных периода. Это позволяет построить цепной ма продаж может привести к тому, что некоторые си- индекс путем простого сцепления помесячных ин дексов за периоды t – 1 и t на основе наборов сопос стематические изменения цен, которые должны быть охвачены ИПЦ, будут упущены. Может быть целесо- тавимых цен этих двух периодов для получения зна чения цепного индекса в период t – 1. Как показано образно избегать вынужденных замен, происходя щих, когда продукты окончательно исчезают с рынка, в примере, по окончании апреля условное исчисле и производить замены, когда продажи заменяемых ние цены больше не требуется, а изменение условно продуктов начинают сокращаться, но до момента исчисленной цены с марта по апрель на дальнейшее полного прекращения продаж. изменение индекса не влияет.

9.57. В таблице 9.3 приведен пример, в котором 9.59. Впрочем, в случае прямого индекса, для того продукт A исчезает в конце марта и начиная с апреля чтобы включить новый продукт, всегда будет необхо вводится заменяющий продукт D. Продукты A и D не дима условно исчисленная цена для базисного перио представлены на рынке одновременно, и их ценовые да. Так, в примере цена нового продукта в каждом сле ряды не совмещаются. дующем за апрелем месяце должна сравниваться с ус ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ Таблица 9.4. Исчезающие и заменяющие продукты с совмещенными ценами Январь Февраль Март Апрель Май Цены Продукт A 6,00 7,00 5, Продукт B 3,00 2,00 4,00 5,00 6, Продукт C 7,00 8,00 9,00 10,00 9, Продукт D 10,00 9,00 8, Индекс Карли — среднее арифметическое соотношений цен Условно исчислить цену для продукта D в январе как 6/(5/10) = 12, Прямой индекс 100,00 99,21 115,08 128,17 131, Индекс Дюто — соотношение средних арифметических цен Сцепить месячные индексы на основе сопоставимых цен Помесячный индекс 100,00 106,25 105,88 104,35 95, Цепной помесячный индекс 100,00 106,25 112,50 117,39 112, Разделить цену продукта D в апреле и мае на 10/5 = и использовать цену продукта A в январе как базисную цену Прямой индекс 100,00 106,25 112,50 121,88 118, Условно исчислить цену для продукта D в январе как 6/(5/10) = 12, Прямой индекс 100,00 106,25 112,50 109,09 104, Индекс Джевонса — соотношение средних геометрических цен = среднее геометрическое соотношений цен Сцепить месячные индексы на основе сопоставимых цен Помесячный индекс 100,00 96,15 117,13 107,72 98, Цепной помесячный индекс 100,00 96,15 112,62 121,32 119, Разделить цену продукта D в апреле и мае на 10/5 = и использовать цену продукта A в январе как базисную цену Прямой индекс 100,00 96,15 112,62 121,32 119, Условно исчислить цену для продукта D в январе как 6/(5/10) = 12, Прямой индекс 100,00 96,15 112,62 121,32 119, 9.62. Месячный цепной индекс среднего арифме ловно исчисленной ценой в январе. Как уже было за мечено, чтобы не допустить ситуации, когда условно тического цен рассчитывается на основе цен продук исчислено большинство цен базисного периода, пря- тов A, B и C до марта месяца включительно, а начиная мой метод можно использовать только для ограни- с апреля — на основе цен продуктов B, C и D. Заменя ченного периода. ющий продукт не вводится до тех пор, пока не полу 9.60. Ситуация несколько проще, когда сущест- чены цены для двух последовательных периодов. Та вует месяц совмещения, в который информация о ким образом, преимуществом месячного цепного ин ценах собрана как для исчезающего, так и для заме- декса является то, что для нового продукта нет необ няющего продукта. В этом случае появляется воз- ходимости производить какое-либо явное условное можность связать ряд цен нового продукта с рядом исчисление базисной цены.

старого, заменяемого продукта. Процедура увязки с 9.63. Если прямой индекс рассчитывается как со совмещенными ценами включает в себя расчет неяв- отношение средних арифметических цен, цена ново ной поправки на разницу в качестве между двумя го продукта в каждом следующем за мартом месяце продуктами, так как предполагается, что относи- должна быть скорректирована на соотношение цен тельные цены нового и старого продукта отражают продуктов A и D в марте, что усложняет расчеты.

их относительное качество. Это предположение мо- В ином случае цена продукта D в базисный период жет быть справедливым для совершенных или почти (январь) может быть исчислена условно. Но получае совершенных рынков, но для реальных рынков и мый в результате индекс будет отличаться, так как в продуктов оно не столь обоснованно. Вопрос о том, индексе Дюто соотношения имеют веса в неявном ви в каких случаях используются совмещенные цены, де, определяемые относительными ценами в базис подробно рассмотрен в главе 7. Метод совмещения ном периоде, а в случае индексов Карли и Джевонса проиллюстрирован в таблице 9.4. ситуация отличается. Для индекса Джевонса приме 9.61. В примере, приведенном в таблице 9.4, сов- нение всех трех методов дает идентичные результаты, мещенные цены получены в марте для продуктов A и что является еще одним достоинством данного подхода.

D. Их относительные цены показывают, что один Другие формулы элементарных продукт D равноценен двум продуктам A. Если ин декс рассчитывается как прямой индекс Карли, цена индексов цен продукта D в базисном периоде (январь) может быть 9.64. Для расчета индексов цен элементарных условно исчислена путем деления цены продукта A в январе на соотношение цен продуктов A и D в марте. агрегатов было предложено еще несколько формул.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Наиболее важные из них приведены ниже и подроб- Формула (9.7), как и индекс Дюто, не отвечает кри нее рассматриваются в главе 20. терию соизмеримости и может быть приемлемым 9.65. Индекс Ласпейреса и геометрический индекс вариантом только в том случае, когда все продукты Ласпейреса. Индексы Карли, Дюто и Джевонса рас- строго однородны. Ни одна из двух формул не ис считываются без использования весов в явном виде. пользуется широко на практике, возможно потому, Однако, как было замечено ранее, в отдельных случа- что среднее гармоническое не является привычной ях могут иметься данные для весов, которые можно концепцией и его было бы сложно объяснить поль использовать в расчете элементарных индексов цен. зователям. Тем не менее широко используемый на Если имеются сведения о расходах базисного периода агрегированном уровне индекс Пааше является (или их оценки) для всех отдельных продуктов эле- взвешенным средним гармоническим.

ментарного агрегата, элементарный индекс цен мо- 9.68. Если ранжировать три общепринятых типа жет быть рассчитан как индекс цен Ласпейреса или средних величин, всегда будет выполняться соотно шение: арифметическое геометрическое гармони как геометрический индекс Ласпейреса. Индекс цен Ласпейреса определяется следующим образом: ческое. На практике, как показано в главе 20, индекс Карли (среднее арифметическое соотношений), веро ятнее всего, будет превышать индекс Джевонса (сред pit I Lat 0:

wi0 wi0 (9.4), 1, нее геометрическое) примерно на ту же величину, на pi0 которую индекс Джевонса превышает среднее гармо ническое, рассчитанное по формуле (9.6). Среднее где веса wi0 представлены долями расходов отдель- гармоническое соотношений цен имеет аксиоматиче ных продуктов в базисном периоде. Если предполо- ские свойства того же рода, что и индекс Карли, но с жить, что все веса равны, то формула (9.4) сводится к противоположными тенденциями и систематически индексу Карли. Если веса пропорциональны ценам ми ошибками. Оно не удовлетворяет критерию тран базисного периода, то формула (9.4) сводится к ин- зитивности, критерию обратимости во времени и дексу Дюто. критерию перестановки цен. Ввиду того что концеп 9.66. Геометрическая версия индекса Ласпейерса туально среднее гармоническое соотношений цен мо определяется как: жет рассматриваться как дополнение, или приблизи тельное зеркальное отображение, индекса Карли, ут W i W0i pit pit верждается, что удовлетворительный элементарный 0:t 1, (9.5) wi I, индекс может быть получен как среднее геометричес JW pi0 0 Wi p кое вышеназванных индексов, точно так же, как для i получения индекса Фишера на агрегатном уровне где веса wi0 также представлены долями расходов от- рассчитывается среднее геометрическое индексов Ла дельных продуктов в базисный период. В случае, ког- спейреса и Пааше. Такой индекс был предложен в ра да все веса равны, формула (9.5) приводится к индек- ботах Каррутерса, Селлвуда и Уорда (Carruthers, су Джевонса. Sellwood and Ward, 1980) и Далена (1992), а именно:

9.67. Некоторые альтернативные формулы индек сов. Еще одним широко используемым типом средней 1/ 2. (9.8) 0:t I C:t I HR 0:t I CSWD величины является среднее гармоническое. В данном контексте возможны два варианта: среднее гармони Как показано в главе 20, ICSWD имеет достаточно хоро ческое соотношений цен или соотношение средних шие аксиоматические свойства, хотя и не настолько гармонических значений цен. Гармоническое среднее хорошие, как индекс Джевонса, который обладает соотношений цен определяется как:

свойством транзитивности, в отличие от ICSWD. Тем не менее можно показать, что этот индекс почти транзи 1 тивен;

к тому же, согласно эмпирическим наблюде 0:t I HR. (9.6) p i0 ниям, он очень близок к индексу Джевонса.

9.69. В последние годы большое внимание уделя p it n ется формуле, способной учитывать замещение, ко торое может происходить в составе элементарного аг Соотношение средних гармонических цен опреде регата. Как уже разъяснялось, ожидается, что индекс ляется как:

Карли и индекс Джевонса приближаются к индексу стоимости жизни, если коэффициенты перекрестной n эластичности замещения в среднем будут близки к 0 и pi0. к 1 соответственно. Более гибкой формулой, допуска (9.7) 0: t I RH ющей различные значения перекрестных эластичнос n тей замещения, является невзвешенный индекс pit Ллойда—Моултона (LM):

ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ лу элементарного агрегата в качестве цены. Эти дей 1 1 ствия особенно важны, когда часть периода продукт t 1P 0:t i I LM продается по цене распродажи, а остальное время —, (9.9) nP по обычной цене. При таких условиях ни обычная це i на, ни цена распродажи, вероятнее всего, не будут ре где обозначает эластичность замещения. Индексы презентативными для средней цены продажи продук Карли и Джевонса могут рассматриваться как част- та или изменения цены в один период по сравнению ные случаи индекса LM, где = 0 и = 1. Достоин- с другим. Следует использовать стоимость единицы ством формулы LM является неограниченность. продукта за весь месяц. Со значительным увеличени При условии что оценена удовлетворительно, ито- ем возможности сбора информации из торговых то говый элементарный индекс цен, вероятно, будет чек с электронными терминалами изложенная проце приближаться к базовому индексу стоимости жизни. дура может получить все более широкое использова Индекс LM уменьшает «систематическую ошибку ние. Однако необходимо подчеркнуть, что специфи вследствие неучета эффекта замещения», когда зада- кации продуктов не должны изменяться с течением чей является оценка индекса стоимости жизни. Труд- времени. Изменения спецификаций могут привести к ность заключается в необходимой оценке эластично- изменениям стоимости единицы продукта, которые сти замещения — задача, решение которой требует отражают количественные или качественные измене значительных разработок и технической поддержки. ния, но не должны быть частью изменений цен.

Более подробно данная формула описана в главе 17.

Формулы, применимые к данным Индексы стоимости единицы продукта сканирования 9.70. Индекс стоимости единицы продукта имеет 9.72. Данные сканирования, полученные из тор простую форму. Единичная стоимость в каждый пери- говых точек с электронными терминалами, становят од рассчитывается путем деления совокупных расхо- ся все более значимым источником информации для дов на какой-либо продукт на соответствующее сово- составления ИПЦ. Главным их преимуществом явля купное количество. Разумеется, количества должны ется то, что количество наблюдений цен может быть быть строго аддитивными в экономическом смысле, чрезвычайно увеличено, и то, что информация о це то есть относиться к отдельному однородному продук- нах и количествах доступна в режиме реального вре ту. Индекс стоимости единицы продукта, таким обра- мени. Существует тем не менее немало практических зом, определяется как отношение стоимости единицы аспектов, которые должны приниматься во внима продукта в текущем периоде к стоимости единицы ние;

эти аспекты рассматриваются в других главах на стоящего руководства.

продукта в базисном периоде. Индекс стоимости еди 9.73. Доступ к подробной и всесторонней инфор ницы продукта не является индексом цен в обычном мации о количествах и расходах в рамках элементар понимании, так как он, по существу, определяет изме ного агрегата означает отсутствие ограничений в от нение средней цены отдельного продукта, проданного ношении применяемого вида индекса. Могут быть по различным ценам различным потребителям, воз рассмотрены не только индексы Ласпейерса и Пааше, можно, в разное время в рамках одного периода. Сто но и гиперболические индексы, такие как индексы имости единицы продукта и индексы стоимости еди Фишера и Торнквиста. Как было отмечено в начале ницы продукта не должны рассчитываться для сово главы, лучше вводить информацию о весах, как толь купностей неоднородных продуктов.

ко она становится доступной, чем полагаться на про 9.71. Стоимости единицы продукта на самом деле стые невзвешенные индексы, такие как индексы Кар играют важную роль при расчете элементарного ин ли и Джевонса. Применение новых технологий непо декса цен, так как подходят для использования в эле средственно в розничных торговых точках и рост вы ментарном индексе в качестве средних цен. Обычно числительных мощностей, доступных органам стати цены выбираются в определенное время или период стики, дают основание полагать, что в конечном сче каждого месяца, и каждая цена предположительно те традиционные элементарные индексы цен будут является репрезентативной для средней цены на дан заменены гиперболическими индексами, по крайней ный продукт в данный период. На практике, однако, мере, в случае элементарных агрегатов в некоторых это предположение может не выполняться. В таком странах. Методология должна постоянно пересмат случае необходимо оценить стоимость единицы каж риваться с учетом имеющихся ресурсов.

дого продукта, несмотря на то что это неизбежно обойдется дороже. Таким образом, определив про Расчет индексов более высокого дукт, для которого надлежит установить цену в кон уровня кретном магазине, необходимо собрать информацию о стоимости совокупных продаж и проданных коли чествах в определенном месяце, чтобы затем рассчи- 9.74. Органы статистики должны располагать тать стоимость единицы продукта для ввода в форму- целевым индексом, к которому необходимо стре РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА миться. Необходимо решить, какой вид индекса для расчета индексов высокого уровня являются можно было бы выбрать для расчета в гипотетичес- следующие данные:

– элементарные индексы цен;

кой идеальной ситуации, то есть при наличии пол – веса, полученные из значений расходов на уровне ной информации о ценах и количествах двух сравни элементарных агрегатов за некоторый прошлый ваемых периодов времени. Если ИПЦ предназначен быть индексом стоимости жизни, то теоретической год или годы.

целью должны быть такие гиперболические индек- 9.78. Индексы более высокого уровня рассчитыва сы, как индекс Фишера, индекс Уолша или индекс ются как взвешенное среднее арифметическое эле Торнквиста—Тейла, так как предполагается, что ги- ментарных индексов цен. Эта общая категория индек перболический индекс будет приближаться к базо- сов определяется здесь как индекс Янга, в честь одного вому индексу стоимости жизни. из первых исследователей индексов, который в девят 9.75. Во многих странах не ставят задачу расчета надцатом веке пропагандировал данный вид индекса.

индекса стоимости жизни, предпочитая концепцию 9.79. Обычно веса остаются фиксированными на индекса корзины. Индекс корзины определяет изме- протяжении по меньшей мере двенадцати месяцев.

нение совокупной стоимости заданной корзины то- Некоторые страны в стремлении как можно точнее варов и услуг за один период по сравнению с другим. аппроксимировать текущую структуру потребления Эта общая категория индекса характеризуется здесь пересматривают веса в начале каждого года, но мно как индекс Лоу (см. главы 1 и 15). Значение индекса гие страны продолжают использовать одни и те же ве Лоу вполне ясно, и его легко можно объяснить поль- са в течение нескольких лет. Веса могут изменяться зователям, что является очень важным соображени- только раз в каждые пять лет или аналогичный пери ем для многих органов статистики. Необходимо за- од. Использование фиксированных весов имеет зна метить, что, как правило, корзина не обязательно чительное практическое преимущество — в индексе должна быть фактической корзиной того или иного могут повторно использоваться одни и те же веса, что из сравниваемых двух периодов. Если теоретичес- сберегает время и деньги. Уточнение весов может ким целевым индексом является индекс корзины быть трудоемким и дорогостоящим процессом, осо или индекс Лоу, предпочтительным может быть ин- бенно если это требует проведения обследования рас декс, который придает равное значение корзинам ходов домашних хозяйств.

обоих периодов, например, индекс Уолша. Количе- 9.80. Второй этап расчета ИПЦ не включает ин ства, составляющие корзину в индексе Уолша, явля- дивидуальные цены или количества. Вместо этого в ются средними геометрическими количеств двух пе- индексе более высокого уровня — индексе Янга — риодов. Таким образом, один вид индекса может элементарные индексы цен усредняются с примене стать теоретической целью как при подходе, осно- нием набора заранее определенных весов. Формула ванном на использовании корзины, так и при подхо- индекса может быть записана следующим образом:

де, основанном на измерении стоимости жизни. На практике органы статистики могут определить в ка I 0:t wib I i0:t, wib 1, (9.10) честве целевого индекс корзины, использующий фактическую корзину наиболее раннего из двух пе где I 0:t обозначает сводный ИПЦ или любой индекс риодов, по причине простоты и практичности тако более высокого уровня в периоды с 0 по t;

wib — вес, го индекса. Другими словами, целевым индексом закрепленный за каждым элементарным индексом может стать индекс Ласпейреса.

цен;

и Ii0:t — соответствующий элементарный индекс 9.76. Теоретический целевой индекс — это вопрос цен. Элементарные индексы помечаются подстрочным выбора. На практике, вероятнее всего, будет выбран знаком i, а индекс высокого уровня не имеет подстроч индекс Ласпейерса или какой-нибудь гиперболичес ного знака. Как уже было замечено, индексом более кий индекс. Даже в том случае, когда целевым являет высокого уровня является любой индекс, включая ся индекс Ласпейреса, возможно значительное рас сводный ИПЦ, исчисляемый для уровня выше элемен хождение между тем, какой индекс рассчитывается тарного агрегата. Веса рассчитываются на основе рас фактически, и тем, какой индекс органы статистики ходов в период b, который на практике должен пред считают целевым. Далее необходимо рассмотреть, что шествовать периоду 0, то есть базисному периоду цен.

органы статистики чаще всего делают на практике.

9.81. Целесообразно напомнить, что для целей расчета ИПЦ различают три вида базисных периодов.

Индексы потребительских цен как • Базисный период весов. Период, охватываемый ста взвешенное среднее элементарных тистикой расходов, использованной при расчете индексов весов. Обычно в качестве базисного периода весов берется год.

9.77. Индекс более высокого уровня агрегирова • Базисный период цен. Период, цены которого ния, каковым является и сам ИПЦ, — это индекс используются в качестве знаменателей в расчете для некоторого агрегата расходов, находящегося индекса.

выше уровня элементарного агрегата. Ресурсами ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ • Базисный период индекса. Период, для которого 9.86. В таблице 9.5 показано исчисление индексов значение индекса устанавливается равным 100. более высокого уровня в особых условиях, когда ба зисные периоды весов и цен совпадают, то есть b = 0.

9.82. Указанные три периода, как правило, не сов Индекс состоит из пяти индексов элементарных агре падают. Например, в качестве базисного года весов гатов и двух промежуточных индексов более высоко для ИПЦ может быть взят 1998 год, в качестве базис го уровня, G и H. Сводный индекс и индексы более ного месяца цен — декабрь 2002 года и в качестве ба высоких уровней рассчитаны с использованием урав зисного периода индекса — 2000 год. Веса обычно от нения (9.10). Так, например, сводный индекс для ап носятся к целому году или даже к двум или трем го реля может быть рассчитан исходя из двух промежу дам, в то время как в качестве периодов сравнения точных индексов более высокого уровня для апреля:

цен выступают месяцы или кварталы. Веса оценива ются на основе обследований расходов, проведенных = 0,6 103,92 + 0,4 101,79 = 103, I янв: апр за некоторое время до базисного периода цен. Вслед ствие этого на практике базисный период весов и ба или непосредственно из пяти элементарных зисный период цен неизменно являются различными.

индексов:

9.83. Базисным периодом индекса часто являет ся год, но им также может быть месяц или иной пе = 0,2 108,75 + 0,25 100 + 0,15 104 + 0, I янв: апр риод. Ряд индексов может быть пересчитан для дру 107,14 + 0,3 100 = 103,06.

гого базисного периода просто путем деления ряда на значение индекса в этот период, что не повлияет Из уравнения (9.11) следует, что:

на темпы изменения индекса. Выражение «базис ный период» неопределенно, так как может означать I 0:t wib I i0:t 1 I it 1:t I 0:t wib I it 1:t любой из трех базисных периодов. Использовать вы (9.12) I 0:t ражение «базисный период» можно только в случае, wib I it 1:t когда из контекста абсолютно ясно, какой конкрет- I 0:t но период имеется в виду.

Это подтверждает, что если помесячные индексы ус 9.84. При условии, что индексы для элементарных реднены с использованием фиксированных весов агрегатов рассчитаны с использованием транзитивной wib, то полученный в результате индекс не равен по формулы, такой как индекс Джевонса или индекс месячному индексу высокого уровня. Как будет Дюто (но не индекс Карли), и при условии отсутствия разъяснено далее, для того чтобы иметь возмож новых или исчезающих элементов с периода 0 по t, ность рассчитать помесячный индекс высокого уравнение (9.10) будет эквивалентно следующему:

уровня, веса, применяемые к помесячным индек сам, должны быть обновлены, с тем чтобы отразить I 0:t wib I i0:t 1 I it 1:t wib, 1 (9.11) эффект изменения цен за период начиная с января.

Индексы Янга и Лоу Преимуществом данного варианта индекса является то, что он допускает, чтобы включенные в выборку 9.87. Будет уместным прояснить взаимосвязь продукты, входящие в элементарный индекс цен в пе- между индексами Лоу и Янга. Как уже было отмече риоды с t – 1 по t, отличались от включенных в выбор- но, органы статистики, объясняя пользователям ин ку продуктов в периоды с 0 по t – 1. Вследствие этого дексы потребительских цен, часто характеризуют их появляется возможность привязывать к индексу как индексы Лоу, которые определяют изменение с заменяющие и новые продукты, начиная с периода течением времени стоимости фиксированной корзи t – 1, без необходимости определения цен для перио- ны товаров и услуг, хотя фактически при расчете ИПЦ да 0. Например, если какой-то продукт в выборке пе- используется формула индекса Янга. Взаимосвязь риодов 0 и t – 1 отсутствует в период t и если цена за- между этими двумя индексами представлена в урав меняющего продукта имеется в наличии для периодов нении (9.13), где ILo обозначает индекс Лоу, а IYo — t – 1 и t, этот заменяющий продукт может быть вклю- индекс Янга:

чен в индекс с помощью метода совмещения.

p0qb Числовой пример p tj q b p tj q b p tj j j jj I Lo wj I Yo p b b b b b pq pq pq 9.85. Уравнение (9.10) применимо для каждого j j j j j j j (9.13) poqb уровня агрегирования. Индекс аддитивен, то есть об- jj где wj p0qb щая величина индекса остается неизменной, незави- jj симо от того, рассчитан ли он на основе исходных Корзину составляют значения qjb — индивидуаль элементарных индексов цен или на основе промежу ные количества в базисном периоде весов b. Допус точных индексов высокого уровня. Это облегчает тим изначально, что базисный период весов b имеет представление индекса.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Таблица 9.5. Агрегирование элементарных индексов цен Вес Январь Февраль Март Апрель Май Июнь Помесячные элементарные индексы цен A 0,20 100,00 102,50 104,88 101,16 101,15 100, B 0,25 100,00 100,00 91,67 109,09 101,67 108, C 0,15 100,00 104,00 96,15 104,00 101,92 103, D 0,10 100,00 92,86 107,69 107,14 100,00 102, E 0,30 100,00 101,67 100,00 98,36 103,33 106, Прямые или цепные месячные элементарные индексы цен, январь = A 0,20 100,00 102,50 107,50 108,75 110,00 110, B 0,25 100,00 100,00 91,67 100,00 101,67 110, C 0,15 100,00 104,00 100,00 104,00 106,00 110, D 0,10 100,00 92,86 100,00 107,14 107,14 110, E 0,30 100,00 101,67 101,67 100,00 103,33 110, Итого 100,00 100,89 99,92 103,06 105,03 110, Индексы более высокого уровня G=A+B+C 0,60 100,00 101,83 99,03 103,92 105,53 110, H=D+E 0,40 100,00 99,46 101,25 101,79 104,29 110, Итого 100,00 100,89 99,92 103,06 105,03 110, ту же продолжительность, что и сравниваемые пе- цен, но ее базисный период цен равен году или более.

риоды 0 и t. Из соотношения (9.13) следует: Если веса заданы в годовом выражении, а цены — в • индекс Лоу равен индексу Янга, в котором веса месячном, рассчитать месячный индекс Ласпейреса невозможно даже ретроспективно.

представляют собой гибридные доли стоимости, по 9.90. Как показано в главе 15, индекс Лоу, в кото лученные путем переоценки значений количеств qb ром используются количества, полученные из более в базисном периоде весов b по ценам базисного ме раннего периода, чем базисный период цен, вероят сяца цен 0;

но, превышает индекс Ласпейреса, и это превышение • индекс Лоу может быть выражен как отношение тем больше, чем к более раннему времени относится двух индексов Ласпейреса в периоды t и 0 соответ базисный период весов. Индекс Лоу, скорее всего, ственно, исходя из базисного месяца b;

имеет еще большее систематическое завышение, чем • индекс Лоу сводится к индексу Ласпейреса при индекс Ласпейреса, по сравнению с целевым гипер b = 0 и к индексу Пааше при b = t. болическим индексом или базовым индексом стои 9.88. На практике при расчете реального ИПЦ мости жизни. Количества в любом индексе корзины ситуация осложняется тем, что длительность базис- неизбежно постепенно устаревают и становятся неак ного периода весов b обычно гораздо больше, чем туальными по мере отдаления во времени от периода, длительность периодов 0 и t. Веса wj обычно отража- к которому они относятся. Чтобы свести к минимуму ют расходы за период в один год или более, в то вре- возникающую в результате систематическую ошибку, мя как базисный период цен обычно составляет один веса должны обновляться как можно чаще.

месяц более позднего года. Например, месячный ин- 9.91. Органы статистики, возможно, предпочтут декс может быть построен, начиная с января 2003 го- не оценивать индекс стоимости жизни, а выбрать в да и далее, с использованием декабря 2002 года в ка- качестве целевого индекса какой-либо индекс корзи честве базисного месяца цен, но последние имеющи- ны. В таком случае, если в качестве целевого индекса еся в 2003 году веса могут относиться к 2000 или даже будет выбран теоретически привлекательный индекс более раннему году. Уолша, индекс Лоу будет иметь такую же системати 9.89. Типичный ИПЦ может концептуально рас- ческую ошибку, как и та, которая была только что оха сматриваться как индекс Лоу, определяющий после- рактеризована, учитывая, что индекс Уолша также яв довательные месячные изменения совокупной стои- ляется гиперболическим.

мости годовой корзины товаров и услуг, которая может быть датирована несколькими годами ранее Разложение индекса Янга базисного периода цен. Так как в индексе использует ся фиксированная корзина более раннего периода, 9.92. Возможно рассчитать изменение индекса иногда его неточно характеризуют как «индекс типа Янга (для высокого уровня агрегирования) за один Ласпейреса», но такая характеристика неоправданна. период по сравнению с предыдущим, например t и t – 1, Для подлинного индекса Ласпейреса была бы необхо- как средневзвешенную величину элементарных ин дима корзина, потребленная в базисном месяце цен, в дексов цен с периода t – 1 по период t, при условии, то время как в большинстве ИПЦ корзина не только что веса обновлены с учетом изменений цен с базис ного периода цен 0 по предыдущий период t – 1. Это относится к периоду, отличному от базисного месяца ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ позволит разложить формулу (9.10) в виде произведе- базисным периодом цен. Вместе с тем на практике ния двух составляющих индексов следующим образом: веса 2000 года, принятого в качестве базисного, могут быть введены только в более поздние периоды, так как для сбора и обработки данных о расходах необхо I 0:t I 0:t wib (t 1) I it 1: wib (t 1) wib I i0:t wib I i0:t, димо время. В разделе (b) таблицы 9.6 предполагает (9.14) ся, что веса 2000 года введены в декабре 2002 года, и этот же период выбран в качестве нового базисного где I 0:t–1 — индекс Янга в период t – 1. Вес wib(t – 1) — периода цен.

первоначальный вес для элементарного агрегата i, об 9.97. Заметим, что было бы вполне возможно в де новленный с учетом изменения цен путем умножения кабре 2002 года рассчитать указанные в разделе (a) на элементарный индекс цен для i с периода 0 по пе таблицы индексы, базирующиеся на ценах 2000 года, риод t – 1, при этом скорректированные веса перево но было решено взять за основу цен декабрь 2002 го дятся в новый масштаб для получения в сумме едини да. Это не мешает, если есть желание, рассчитать ин цы. Обновленные с учетом изменения цен веса явля декс в обратном направлении, на несколько месяцев ются гибридными весами, так как они в неявном назад в 2002 год, используя декабрь 2002 года в каче виде переоценивают количества периода b по це стве базисного периода цен.

нам t – 1 вместо средних цен периода b. Подобные 9.98. На момент введения нового индекса органы гибридные веса не измеряют фактические доли рас статистики, составляющие индекс, могут выбирать из ходов в какой бы то ни было период.

двух вариантов. Необходимо решить, должны ли веса 9.93. Таким образом, индекс для периода t может нового индекса сохранять количества или расходы быть рассчитан путем умножения уже рассчитанно 2000 года. Сохранить и то, и другое невозможно.

го индекса для t – 1 на отдельный индекс Янга с ги 9.99. Если решено сохранить количества, получа бридными, обновленными с учетом изменения цен, ющийся в результате индекс будет индексом корзи весами, с периода t – 1 по период t. В действительно ны, или индексом Лоу, в котором количества относят сти индекс более высокого уровня рассчитывается ся к 2000 году. Это означает, что динамика индекса как цепной, в котором индекс продвигается вперед должна быть идентичной динамике индекса с базис период за периодом. Данный метод обладает боль ным 2000 годом, представленного в разделе (a) табли шей гибкостью для введения заменяющих продуктов цы. В этом случае, если индекс представлен в виде и облегчает отслеживание изменений зарегистриро средневзвешенной величины элементарных индексов ванных цен на предмет возможных ошибок, так как цен с декабрем 2002 года в качестве базисного перио изменения от месяца к месяцу не так велики и име да цен, веса расходов 2000 года должны быть обнов ют меньше вариаций, чем совокупные изменения с лены с учетом изменения цен до декабря 2002 года.

начала базисного периода.

Это показано в разделе (b) таблицы 9.6, где обновле 9.94. Как разъясняется в следующем разделе, об ние весов произведено путем умножения исходных новление весов с учетом изменения цен может также весов 2000 года (из раздела (a) таблицы) на индексы производиться с базисного периода весов до базисно цен элементарных агрегатов с 2000 года по декабрь го периода цен.

2002 года, затем результаты переведены в другой мас штаб с тем, чтобы сумма весов составляла единицу.

Полученные веса обозначены в таблице как w00(дек02).

Обновление весов с учетом 9.100. Индексы с обновленными с учетом измене изменения цен с базисного периода ния цен весами, представленные в разделе (b) табли весов до базисного периода цен цы 9.6, являются индексами Лоу, в которых b = 2000 год и 0 = декабрь 2002 года. Такие индексы могут быть вы 9.95. Когда базисный период весов b и базисный ражены в виде соотношений индексов, находящихся период цен 0 различны, что является обычным слу- в верхней части таблицы. Например, общий индекс чаем, статистические органы должны принять реше- Лоу в марте 2003 года с декабрем 2002 года в качестве ние, проводить обновление весов с учетом измене- базисного периода цен (а именно, 101,97) представля ния цен с периода b по 0 или нет. На практике обнов- ет собой следующее отношение: индекс марта 2003 го ленные веса могут быть рассчитаны путем умноже- да с 2000 годом в качестве базисного, показанный в ния исходных весов периода b на элементарные ин- разделе (a) таблицы (106,05), деленный на индекс дексы, измеряющие динамику цен с периода b по пе- декабря 2002 года с 2000 годом в качестве базисного риод 0;

веса переводятся в новый масштаб для полу- (104,00). Таким образом, обновление с учетом изме чения в сумме единицы. нения цен сохраняет динамику индексов из раздела 9.96. Существуют проблемы, которые лучше объяс- (a) таблицы и одновременно перемещает базисный нить с помощью числового примера. В таблице 9.6 в период цен на декабрь 2002 года.

качестве базисного периода b принят 2000 год, следо- 9.101. Можно рассчитать ряд индексов Янга ина вательно, веса представляют доли расходов в 2000 го- че, используя веса расходов 2000 года в том виде как ду. В разделе (a) таблицы 9.6 2000 год является также они есть, без обновления. Если бы доли расходов на РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Таблица 9.6. Обновление весов с учетом изменения цен с базисного периода весов до базисного периода цен Вес 2000 Ноябрь 02 Декабрь 02 Январь 03 Февраль 03 Март (a) Индекс с 2000 годом в качестве базисного периода весов и цен Элементарные индексы цен W A 0,20 100,00 98,00 99,00 102,00 101,00 104, B 0,25 100,00 106,00 108,00 107,00 109,00 110, C 0,15 100,00 104,00 106,00 98,00 100,00 97, D 0,10 100,00 101,00 104,00 108,00 112,00 114, E 0,30 100,00 102,00 103,00 106,00 105,00 106, Индексы более высокого уровня агрегирования G=A+B+C 0,60 100,00 102,83 104,50 103,08 104,08 104, H=D+E 0,40 100,00 101,75 103,25 106,50 106,75 108, Итого 100,00 102,40 104,00 104,45 105,15 106, (b) Индекс, пересчитанный к декабрю 2002 года, принятому в качестве базисного периода, с весами, обновленными с учетом изменения цен до декабря 2002 года Элементарные индексы цен W00(дек 02) A 0,190 101,01 98,99 100,00 103,03 102,02 105, B 0,260 92,59 98,15 100,00 99,07 100,93 101, C 0,153 94,34 98,11 100,00 92,45 94,34 91, D 0,100 96,15 97,12 100,00 103,85 107,69 109, E 0,297 97,09 99,03 100,00 102,91 101,94 102, Индексы более высокого уровня агрегирования G=A+B+C 0,603 95,69 98,41 100,00 98,64 99,60 100, H=D+E 0,397 96,85 98,55 100,00 103,15 103,39 104, Итого 96,15 98,46 100,00 100,43 101,11 101, Переведено в масштаб 2000 года = 100 100,00 102,40 104,00 104,45 105,15 106, самом деле оставались постоянными, количества с мя обновить цены, полученные расходы на компью теры будут так же быстро сокращаться. Однако в дей 2000 года по декабрь 2002 года изменялись бы обрат ствительности доля расходов на компьютеры, воз но пропорционально ценам. Количества, составляю можно, фактически растет из-за очень быстрого уве щие корзину для нового индекса Янга, не могут быть личения количества покупаемых компьютеров.

теми же, что и количества в 2000 году. Динамика это 9.104. При наличии быстрой динамики как отно го индекса немного отличалась бы от динамики ин сительных количеств, так и относительных цен, орга декса, учитывающего изменения цен.

ны статистики фактически вынуждены изменять ис 9.102. Вопрос заключается в том, придерживать пользуемые веса расходов чаще, даже если это требует ся ли известных количеств базисного периода цен более частого проведения обследований расходов.

2000 года (последних, для которых были получены Обновление с учетом изменения цен само по себе не надежные данные) или использовать известные доли поможет справиться с ситуацией. Веса расходов расходов базисного периода весов. Если поставлена должны быть обновлены в отношении количеств точ официальная задача расчета индекса Лоу, в котором но так же, как и в отношении цен, что, в сущности, используется фиксированная корзина, то решение подразумевает сбор новой информации о расходах.

уже принято, и органы статистики вынуждены произ вести обновление с учетом изменения цен. С другой стороны, некоторые статистические органы могут са Введение новых весов мостоятельно принять решение о том, каким вариан и построение цепных индексов том воспользоваться.

9.103. Обновление цен без обновления количеств 9.105. Время от времени веса элементарных агре необязательно означает получение более современ- гатов должны пересматриваться, чтобы обеспечить ных весов расходов. При наличии значительной об- отражение текущей структуры расходов и поведения ратной зависимости между изменением цен и коли- потребителей. При введении новых весов базисный честв, обновление одних только цен может привести период цен нового индекса может быть последним к искаженным результатам. В последние годы, напри- периодом старого индекса, таким образом, старый и мер, цены на компьютеры быстро снижались. Если новый индексы в этой точке увязываются. Старый и установить фиксированные количества и в то же вре- новый индексы составляют цепной индекс.

ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ 9.106. Введение новых весов часто оказывается ежегодного сцепления заключается в том, что изме сложной операцией, поскольку создает также благо- нения (такие как включение новых товаров) могут приятную возможность для введения новых продук- проводиться на регулярной основе, хотя, конечно, тов, новых выборок, новых источников данных, но- каждый индекс требует некоторого постоянного об вого порядка составления, новых элементарных агре- новления, независимо от того, подвергается ли он гатов, новых индексов высокого уровня или новых ежегодному сцеплению или нет.

классификаций. Нередко, чтобы свести к минимуму 9.111. Расходы на определенные типы продуктов общее нарушение временных рядов и любое вытека- находятся под сильным влиянием краткосрочных ко ющее из этого неудобство для пользователей индек- лебаний в экономике. Например, расходы на автомо сов, эти задачи выполняются одновременно во время били, основные товары длительного пользования, до обновления весов. рогостоящие предметы роскоши и так далее могут ра 9.107. Во многих странах обновление весов и по- дикально меняться от года к году. В таких случаях строение цепных рядов проводится примерно один предпочтительно строить веса на основании средней раз каждые пять лет, хотя некоторые страны вводят величины расходов за два года или более.

9.112. Расчет цепного индекса. Допустим, рассчи новые веса ежегодно. Цепные индексы необязательно должны быть увязаны ежегодно, увязка может проис- тан ряд индексов Янга с фиксированными весами, ходить и реже. Реально существующая проблема со- имеющий базисный период цен 0;

в последующий период k в индекс необходимо ввести новые веса.

стоит не в том, осуществлять ли сцепление, а в том, как часто это делать. Обновления весов рано или по- Новый набор весов может быть обновлен с учетом здно не избежать, так как одни и те же веса не могут изменения цен с нового базисного периода весов до периода k, или такого обновления не производилось.

использоваться постоянно. Каким бы ни был времен ной интервал, органы статистики рано или поздно Тогда цепной индекс рассчитывается следующим должны обратиться к проблеме построения цепных образом:

рядов. Это является обязательной и важной задачей для составителей индексов. I 0:t I 0:k wik I ik :t 1 I it 1:t 9.108. Частота обновления весов. Использование I 0:k wik I ik :t одного и того же набора весов элементарных агрега тов обоснованно до тех пор, пока структура потребле I 0:k I k:t (9.15) ния на уровне элементарных агрегатов остается до статочно стабильной. Со временем потребители часто 9.113. Цепной индекс имеет несколько важных замещают продукты, цены на которые относительно свойств.

увеличились. Таким образом, соотношение измене • Формула цепного индекса позволяет производить ний цен и количеств, как правило, близко к обратно обновление весов и способствует введению новых пропорциональной зависимости. Такое поведение продуктов-представителей и субиндексов и удале потребителей, склонных к замещению, означает для нию устаревших.

индекса Лоу, базирующегося на фиксированной кор • Для того чтобы можно было увязать старый и но зине более раннего периода, тенденцию к системати вый временные ряды, необходим период совме ческому завышению по сравнению с индексом корзи щения (k), в котором индекс должен рассчиты ны, использующим обновленные веса.

ваться с использованием как старого, так и ново 9.109. Другая причина изменения структуры по го набора весов.

требления заключается в том, что на рынке постоян • Цепной индекс может иметь два звена или более.

но появляются новые продукты, в то время как другие Между периодами увязки индекс может рассчиты исчезают. В более долгосрочной перспективе на ваться как индекс с фиксированными весами с при структуру потребления влияет еще несколько факто менением формулы (9.10) или, разумеется, любой ров. Это увеличение доходов и уровня жизни, демо другой формулы индекса. Период увязки может со графические изменения в структуре населения, сдви ставлять месяц или год, при условии что веса и ин ги в технологии, изменение вкусов и предпочтений.


дексы относятся к одному и тому же периоду.

9.110. Существует общее понимание того, что ре • Сцепление предназначено для того, чтобы отдель гулярное обновление весов, по крайней мере каждые ные индексы на всех уровнях правильно отражали пять лет и чаще, если есть признаки быстрых измене динамику за разные периоды.

ний в структуре потребления, представляет собой ра • Сцепление ведет к неаддитивности. Когда новый зумную и необходимую практику Тем не менее вопрос о том, как часто обновлять веса и сцеплять индексы, ряд индексов увязывается со старым, как в уравне не прост, так как частая увязка может иметь некото- нии (9.15), индексы высокого уровня после увязки рые недостатки. Получение информации о новых ве- не могут быть рассчитаны как средневзвешенные сах может требовать высоких затрат, особенно если арифметические отдельных индексов с исполь возникнет необходимость в более частом проведении зованием новых весов. Если, с другой стороны, обследований расходов населения. Преимущество же базисный период индекса изменен, а индексный РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Таблица 9.7. Расчет цепного индекса Вес- Ноябрь Декабрь Вес- Декабрь Январь Февраль Март 1998 г. 1998 г. 2002 г. 2002 г. 2000 г. 2002 г. 2003 г. 2003 г. 2003 г.

1998 г. = 100 XII/2002 г. = Элементарные индексы цен A 0,20 100,00 120,00 121,00 0,25 100,00 100,00 100,00 102, B 0,25 100,00 115,00 117,00 0,20 100,00 102,00 103,00 104, C 0,15 100,00 132,00 133,00 0,10 100,00 98,00 98,00 97, D 0,10 100,00 142,00 143,00 0,18 100,00 101,00 104,00 104, E 0,30 100,00 110,00 124,00 0,27 100,00 103,00 105,00 106, Итого 100,00 119,75 124,90 100,00 101,19 102,47 103, Индексы более высокого уровня агрегирования G=A+B+C 0,60 100,00 120,92 122,33 0,55 100,00 100,36 100,73 101, H=D+E 0,40 100,00 118,00 128,75 0,45 100,00 102,20 104,60 105, Итого 100,00 119,75 124,90 100,00 101,19 102,47 103, Сцепление индексов более высокого уровня агрегирования, 1998 год = G=A+B+C 0,60 100,00 120,92 122,33 0,55 122,33 122,78 123,22 124, H=D+E 0,40 100,00 118,00 128,75 0,45 128,75 131,58 134,67 135, Итого 00,00 119,75 124,90 124,90 126,39 127,99 129, ряд до периода увязки пересчитан к новому базис- В качестве возможных примеров можно привести ному периоду индекса, такой ряд не может быть аг- введение новых элементарных агрегатов для мобиль регирован в индексы более высокого уровня с по- ных телефонов и для услуг по предоставлению досту мощью новых весов. Данные результаты необходи- па к Интернету.

мо тщательно представить и разъяснить. 9.116. Рассмотрим процесс исчисления нового индекса начиная с декабря 2002 года с новым базис 9.114. Пример расчета цепного индекса приве ным периодом цен. Исчисление нового индекса не ден в таблице 9.7. С 1998 года по декабрь 2002 года представляет особых проблем и может быть выполне рассчитывается индекс с 1998 годом в качестве ба но по формуле (9.10). Однако если веса обновляются зисного периода весов и цен. Начиная с декабря с учетом изменения цен, скажем, с 2000 года по де 2002 года и далее вводится новая совокупность ве кабрь 2002 года, могут возникнуть трудности, так как сов. Веса могут относиться, например, к 2000 году, и элементарных агрегатов для мобильных телефонов до могут быть или не быть обновлены с учетом измене декабря 2002 года не существовало, а значит — нет ин ния цен до декабря 2002 года. Затем рассчитывается декса цен для мобильных телефонов, который можно новый ряд индексов с фиксированными весами и де было бы использовать для обновления весов с учетом кабрем 2002 года в качестве базисного месяца цен.

изменения цен. Цены на мобильные телефоны до де И наконец, новый ряд индексов путем умножения кабря 2002 года могли быть зарегистрированы в соста увязывается со старым индексом, 1998 г. = 100, для ве другого элементарного агрегата (оборудование свя получения в результате непрерывного ряда индекса с зи), а следовательно, вполне возможно построить це 1998 года по март 2003 года. Цепные индексы более новой ряд и использовать его для обновления весов.

высокого уровня в таблице 9.7. рассчитываются сле В противном случае необходимо использовать ин дующим образом:

формацию о ценах из других источников, например, обследований паритетов покупательной способности I 00:t I 98: wi00( 02 ) 02:t Ii (ППС), статистики хозяйственной деятельности или. (9.16) отраслевых источников. Если доступной информа Ввиду неаддитивности, сводный цепной индекс, на- ции нет, тогда для аппроксимации обновления цен пример для марта 2003 года (129,07), не может быть может быть использовано изменение индексов цен рассчитан как средневзвешенное арифметическое схожих элементарных агрегатов.

цепных индексов более высокого уровня G и H с ис- 9.117. Включение нового элементарного агрегата пользованием весов декабря 2002 года. означает, что следующий индекс более высокого 9.115. Введение новых элементарных агрегатов. уровня будет содержать разное количество элемен Для начала рассмотрим ситуацию, когда вводятся но- тарных агрегатов до и после увязки. В связи с этим вые веса, и индекс сцепляется в декабре 2002 года. До- темпы изменения индекса высокого уровня, состав пустим, общий охват ИПЦ остается неизменным, но которого обновился, могут с трудом поддаваться ин значение определенных продуктов увеличивается в терпретации. Однако если по этой причине отказать такой степени, что они становятся достойными пред- ся от введения новых товаров или услуг, можно в ре ставления в качестве новых элементарных агрегатов. зультате получить индекс, не отражающий фактичес ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ ких динамических изменений, происходящих в эко- один год назад, с тем чтобы получить согласованную оценку годовых темпов изменения индекса.

номике. Если практикуется уточнение ИПЦ в обрат 9.120. Частичное обновление весов. Веса для эле ном направлении, тогда цены нового продукта и их ментарных агрегатов могут быть получены из раз веса могут быть введены ретроспективно. Если ИПЦ личных источников и за разные периоды. Как след за прошлые периоды не уточняется, что является ствие — иногда невозможно одновременно ввести обычной ситуацией, тогда для повышения качества всю новую информацию о весах. В некоторых случа цепного индекса вряд ли можно что-то сделать. Во ях предпочтительнее вводить новые веса для элемен многих случаях добавление отдельного элементарно тарных агрегатов как можно быстрее, по мере полу го агрегата вряд ли существенно повлияет на следую чения информации. Введение новых весов для под щий индекс более высокого уровня, в который агре группы, входящей в общий индекс, известно как ча гат вводится. Если считается, что добавление элемен стичное обновление весов.

тарного агрегата окажет значительное влияние на 9.121. Частичное обновление весов имеет особое временной ряд индекса высокого уровня, необходимо значение для практики обновления весов с учетом из прервать старый ряд данных и начать новый индекс менения цен. На момент изменения базисного пери высокого уровня. Решение принимается по каждому ода информация о весах для некоторых элементарных конкретному случаю.

9.118. Введение нового индекса более высокого агрегатов может отсутствовать. Поэтому может потре боваться обновление не только новых весов, но также уровня. Иногда возникает необходимость введения в старых весов для тех элементарных агрегатов, по ко сводный ИПЦ нового индекса более высокого уров торым информация о новых весах отсутствует. Для ня. Такая ситуация может возникнуть при расшире последних может потребоваться обновление весов с нии охвата ИПЦ или изменении группы элементар учетом изменения цен за более продолжительный пе ных агрегатов. Тогда необходимо принять решение о риод времени, что по упомянутым ранее причинам том, каково должно быть исходное значение нового может привести к серьезным проблемам, если отно индекса более высокого уровня для включения в ис сительные количества изменялись обратно пропор числение сводного ИПЦ. Возьмем в качестве приме ционально изменениям относительных цен. Данные ра ситуацию из таблицы 9.7. и допустим, что новый об изменениях количеств и цен необходимо получить индекс более высокого уровня должен быть включен до того, как предпринимаются подобные обновления.

в сводный индекс в январе 2003 года. Вопрос состо Недостатком частичного обновления весов является ит в том, каково должно быть значение индекса в де то, что количества в неявном виде относятся к раз кабре 2002 года, с которым будет связан новый ин личным периодам, вследствие чего состав корзины декс более высокого уровня. Существует два варианта.

оказывается неясным и нечетко определенным.

• Оценить значение, которое имел бы в декабре 9.122. Можно сделать вывод о том, что введение 2002 года индекс более высокого уровня с базис новых весов и увязывание новых и старых рядов дан ным периодом цен в 1998 году, и привязать новый ных в принципе не сложно. На практике сложности ряд индексов к этому значению начиная с января возникают при попытке выравнивания базисных пе 2003 года. Такая процедура предотвратит какие риодов весов и цен и при принятии решения о том, либо разрывы в ряде индексов.

должны ли индексы более высокого уровня, содержа • Использовать значение, равное 100 в декабре щие разные элементарные агрегаты, быть связаны в 2002 года, как отправную точку для нового индекса цепной ряд. В данном Руководстве не представляется более высокого уровня. Это упрощает проблему с возможным привести конкретные рекомендации для точки зрения расчетов, хотя остается проблема подобных решений, но составители индексов должны объяснения пользователям разрыва в ряду индексов. принимать во внимание как экономическую логику и В любом случае, чтобы свести к минимуму наруше- статистическую достоверность получаемых цепных ря ния индексных рядов, значительные изменения, по- дов данных, так и потребности пользователей. Чтобы добные только что изложенным, необходимо, на- облегчить принятие решения, необходимо тщательно сколько это возможно, производить в сочетании с ре- продумать данные вопросы заранее, на стадии плани гулярным обновлением весов и сцеплением. рования процедуры обновления весов, уделяя особое 9.119. Последний случай, требующий рассмотре- внимание выбору индексов для опубликования.


9.123. Долгосрочные и краткосрочные звенья цепно ния, касается изменения классификации. Например:

страна может принять решение перейти от нацио- го ряда. Рассмотрим цепной индекс за длительный пе нальной классификации к международной, такой как риод, в котором веса изменяются ежегодно. В любой Классификация индивидуального потребления по заданный год текущие месячные индексы сначала целям (КИПЦ). Вследствие этого, изменения в соста- рассчитываются с использованием последнего до ве агрегатов в рамках ИПЦ могут быть столь велики, ступного набора весов, который не может относиться что увязка не будет иметь смысла. В таких случаях ре- к текущему году. Однако когда впоследствии веса для комендуется рассчитать ИПЦ согласно новой класси- рассматриваемого года становятся доступны, месяч фикации за прошлые периоды, по крайней мере, за ные индексы могут быть пересчитаны на базе весов РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА этого же года. Полученные ряды данных могут быть ми, относящимися к одному с ним периоду времени.

затем использованы для получения цепного индекса Метод привлекателен концептуально, так как веса, за длительный период вместо исходных индексов, имеющие значение для большинства пользовате опубликованных первоначально. Таким образом, из- лей, — это именно веса, базирующиеся на структуре менение цепного индекса за длительный период, ска- потребления в то время, когда фактически происхо жем, с декабря какого-либо года по декабрь следую- дит изменение цен. Данный метод приводит про щего года будет базироваться на весах того же года — цесс сцепления к его логическому завершению, по весах, каждый раз обновляемых в декабре. Этот метод крайней мере если предположить, что индексы не был разработан Центральным управлением по стати- увязываются чаще одного раза в год. Вследствие того, стике Швеции, где он сейчас и применяется при рас- что в методе используются постоянно уточняемые чете ИПЦ. Описание метода приводится в работе веса для обеспечения их репрезентативности в отно Swedish Price Index: a Handbook of Methods («Справоч- шении текущего поведения потребителей, получае ник по методам исчисления индекса потребительских мый в результате индекс в основном позволяет избе цен Швеции») (Statistics Sweden, 2001). жать систематических ошибок вследствие неучета 9.124. Предположим, что каждое звено ряда име- эффекта замещения, возникающих в ситуации, когда ет продолжительность с декабря по декабрь. Индекс веса базируются на структуре потребления какого-то за длительный период для месяца m года Y с декабрем прошлого периода. Таким образом, данный метод года 0 в качестве базисного периода индекса рассчи- может быть привлекателен для органов статистики, тывается по следующей формуле: ставящих перед собой задачу рассчитывать индекс стоимости жизни.

Y.0:mY. y 1:.y.Y 1:mY 9.126. В заключение можно отметить, что выше I I I описанный метод включает уточнение уже опублико y ванного индекса. В некоторых странах существует нега.0:.1.1:.2.Y 2:.Y 1.Y 1:mY... I I I I тивное отношение к уточнению ИПЦ после того, как он был опубликован, хотя это является стандартной (9.17) практикой в других видах экономической статистики, включая национальные счета, — производить уточне На практике в Швеции множитель, приводящий ин ние по мере поступления дополнительной и более со декс к новой шкале от декабря года 0 до среднего зна временной информации. Данный вопрос ниже будет чения года 0, вводится в правую часть формулы (9.19) рассмотрен подробнее.

для получения полного года в качестве базисного пе риода. Долгосрочное изменение индекса зависит Разложение изменения индекса только от долгосрочных звеньев ряда, так как кратко срочные звенья последовательно заменяются соот на составляющие ветствующими долгосрочными. Допустим, что крат 9.127. Пользователи индекса часто интересуются косрочные индексы с января по декабрь 2001 года тем, какая часть изменения общего индекса обуслов рассчитаны следующим образом:

лена изменением в цене какого-либо отдельного то вара или группы продуктов, таких как нефтепродукты 00 (.00 ).00:m 01, (9.18).00:m I wi Ii или продукты питания. В других случаях проявляется интерес к тому, каким бы был индекс, если исключить расходы на жилье или энергоресурсы. Ответы на та где Wi00(дек.00) — веса 2000 года, обновленные с уче кие вопросы можно получить, разложив изменение том изменения цен в декабре 2000 года. Когда веса сводного индекса на составные части.

для 2001 года становятся доступными, выражение 9.128. Предположим, что индекс рассчитан как заменяется долгосрочным звеном:

уравнение (9.10) или (9.11). Относительное измене 01(.00 ).00:.01.00:.01 ние индекса с t – m по t может быть выражено следу, (9.19) I wi Ii ющим образом:

где Wi01(дек.00) — веса 2001 года, обновленные ретро спективно с учетом изменения цен с декабря 2000 го- wib I i0:t m I it m:t I 0:t 1. (9.21) да. Тот же самый набор весов 2001 года, обновленный I 0:t m wib I i0:t m с учетом изменения цен до декабря 2001 года, исполь зуется в новом краткосрочном звене для 2002 года:

Таким образом, субиндекс с t – m по 0 включается в индекс более высокого уровня со следующим весом:

01(.01). (9.20).01:m 02.01:m I wi Ii wib I i0:t m wib I i0:t m. (9.22) 9.125. При использовании этого метода динами wib I i0:t m I 0:t m ка индекса за длительный период определяется веса ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ Некоторые альтернативы индексам Эффект воздействия изменения субиндекса на ин с фиксированными весами декс высокого уровня может быть рассчитан как:

9.131. Обычно месячные ИПЦ представляют со wib I i0:t m I i0:t wib I i0:t I i0:t. (9.23) 1 m бой арифметические средневзвешенные величины I 0:t m I i0:t m 0:t m I индексов цен элементарных агрегатов, в которых ве i са зафиксированы на протяжении нескольких пери При m = 1 формула (9.23) демонстрирует эффект одов — от 12 месяцев до нескольких лет. Повторное воздействия месячного изменения;

а при m = 12 — использование одних и тех же весов, относящихся к эффект воздействия за последние 12 месяцев.

некоему прошлому периоду b, упрощает процедуру 9.129. Если индекс рассчитывается как цепной ин расчета и сокращает необходимый объем сбора дан декс, как в уравнении (9.15), тогда субиндекс от t – m ных. Использовать результаты предыдущего обследо включается в индекс высокого уровня со следующим вания расходов всегда дешевле, чем предпринимать весом:

новое дорогостоящее обследование. Более того, если веса установлены заранее, до сбора информации о wi0 I ik:t m wi0 I i0:t m I i0:k. (9.24) ценах, индекс может быть рассчитан немедленно по I k :t m I 0:t m I 0:k сле сбора и обработки информации о ценах.

Тогда эффект воздействия субиндекса на индекс 9.132. Вместе с тем, чем дольше используются высокого уровня может быть рассчитан как: одни и те же веса, тем менее репрезентативными они становятся в отношении текущей структуры потреб wi I ik :t I ik :t ления, особенно в периоды быстрого технического m I k :t m прогресса, когда на рынке постоянно появляются (9.25) новые виды товаров и услуг и исчезают старые. Это wi0 I i0:t I i0:t m может подорвать доверие к индексу, который при I 0:t I 0:k I i0:k m зван измерять темпы изменения совокупной стои мости корзины товаров и услуг, типично потребляе Предполагается, что t – m принадлежит к тому же зве- мой домашними хозяйствами. Такая корзина должна ну ряда (то есть t – m относится к периоду более позд- быть репрезентативной не только в отношении до нему, чем k). Если эффект воздействия субиндекса на машних хозяйств, входящих в сферу охвата индекса, индекс более высокого уровня необходимо рассчи- но также и в отношении структуры расходов в пери тать по всей цепи, исчисление производится в два эта- од изменения цен.

па: первый — старого временного ряда до периода 9.133. Подобным же образом, если целью являет увязки, второй — от периода увязки до периода t. ся составление индекса стоимости жизни, длитель 9.130. Расчет эффекта воздействия изменения ное использование одной и той же фиксированной субиндекса на индекс высокого уровня показан в корзины, вероятнее всего, с течением времени будет таблице 9.8. Индекс рассчитывается для одного звена все менее удовлетворительным. Чем дольше исполь ряда, так что для разложения можно применить урав- зуется одна и та же корзина, тем больше вероятность нение (9.25). Например, эффект увеличения расхо- систематического завышения индекса. Известно, что дов на жилье с января 2002 года до января 2003 года индекс Ласпейреса подвержен систематическому за вышению относительно индекса стоимости жизни.

в процентных пунктах может быть рассчитан как 0,25 / 118,6 (120,0 – 110,0) = 2,11 процентного пунк- Однако индекс Лоу с периода 0 по период t, имею щий веса более раннего периода b, имеет тенденцию та. Это означает, что при изменении индекса, включа превышать индекс Ласпейреса с периода 0 по период ющего все продукты, на 10,03 процента изменение на t на величину, возрастающую по мере удаления пери 2,11 процентного пункта происходит за счет увеличе ода b в прошлое (см. главу 15).

ния индекса расходов на жилье.

Таблица 9.8. Разложение изменений индекса Эффект (вклад) Изменение Индекс в% Процент. пунктов В % от Январь Январь с января 2002 от общего общего Вес 2000 г. 2002 г. 2003 г. по январь 2003 изменения изменения 1. Продовольствие 0,30 100,0 120,0 130,0 8,33 2,53 25, 2. Одежда 0,10 100,0 130,0 145,0 11,54 1,26 12, 3. Жилищные услуги 0,25 100,0 110,0 120,0 9,09 2,11 21, 4. Транспорт 0,20 100,0 125,0 130,0 4,00 0,84 8, 5. Прочие 0,15 100,0 114,0 140,0 22,81 3,29 32, Все продукты 1,00 100,0 118,6 130,5 10,03 10,03 100, РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА основного индекса систематической ошибке и разъяс 9.134. Существует несколько возможных спосо бов сведения к минимуму или предупреждения по- нять его свойства.

9.138. Ретроспективные гиперболические индексы.

тенциального систематического завышения из-за ис пользования индексов с фиксированными весами. Наконец, существует возможность ретроспективного Ниже приводится краткое изложение этих способов. расчета гиперболического индекса. Такие гиперболи 9.135. Ежегодное сцепление. Одним из очевидных ческие индексы, как индексы Фишера и Торнквиста, способов сведения к минимуму потенциального за- сравнивают оба периода симметрично и требуют ин вышения из-за использования индексов с фиксиро- формации о расходах за оба периода. Хотя при первой ванными весами является частое, насколько это воз- публикации ИПЦ может быть некоторым вариантом можно, обновление весов и базисного периода, путем индекса Лоу, позже, когда будет получено существен изменения базисного периода и сцепления. Доста- но больше информации о расходах потребителей пе точно большое число стран выбрало данную страте- риод за периодом, можно будет рассчитать гипербо гию и ежегодно уточняет веса. В любом случае, как лический индекс. По крайней мере один орган стати было отмечено ранее, было бы невозможно охватить стики — Бюро статистики труда США — публикует меняющуюся совокупность продуктов без некоторого такой индекс. Публикация уточненных или дополни сцепления рядов цен в составе элементарных агрега- тельных ИПЦ затрагивает вопросы из сферы статис тов, даже если веса, присвоенные элементарным аг- тической политики, хотя пользователи с готовностью регатам, остаются фиксированными. Ежегодное принимают уточнения в других областях экономиче сцепление ликвидирует необходимость выбора базис- ской статистики. Более того, пользователи уже стал ного периода, так как базисный период весов всегда киваются с несколькими видами ИПЦ в Европей является предыдущим годом или, возможно, годом, ском союзе (ЕС), где гармонизированный индекс для ему предшествующим. целей ЕС может отличаться от национальных ИПЦ.

9.136. Ежегодное сцепление с текущими весами. Таким образом, публикация дополнительных индек При ежегодном изменении весов существует возмож- сов, разъясняющих свойства основного индекса и, ность заменить исходные веса, базирующиеся на пре- возможно, представляющих существенный интерес дыдущем годе или годах, на веса текущего года, если для некоторых пользователей, кажется обоснованной индекс уточняется ретроспективно по мере появле- и приемлемой.

ния информации о расходах текущего года. Тогда дол госрочные изменения в ИПЦ будут основаны на Редактирование данных уточненных рядах данных. Как уже было отмечено, данный метод был принят Управлением по статисти 9.139. Настоящая глава посвящена методам, ис ке Швеции. Метод может обеспечить результаты без пользуемым органами статистики для исчисления систематических ошибок.

ИПЦ. Этот заключительный раздел посвящен про 9.137. Другие формулы индекса. Если веса пересмат цессу редактирования данных, который проводится риваются реже, скажем, каждые пять лет, одним из ва органами статистики и очень тесно связан с исчисле риантов для построения индексов более высокого нием индексов цен элементарных агрегатов. Процес уровня может быть использование другой формулы сы фиксирования данных — сбор информации о це вместо среднего арифметического элементарных ин нах, регистрация и кодирование — изложены в главах дексов цен. Одним из таких вариантов может быть с 5 по 7. Следующим этапом в составлении индексов средневзвешенное геометрическое, не подверженное цен является редактирование данных. В данном кон такому потенциальному систематическому завыше кретном случае редактирование данных состоит из нию, как среднее арифметическое. Как правило, двух этапов:

можно рассмотреть взвешенную версию формулы – выявление возможных ошибок и резко отклоня Ллойда—Моултона. В этой формуле учитывается за ющихся значений;

мещение, производимое потребителями в ответ на из – проверка достоверности и исправление данных.

менения в относительных ценах, и она должна быть 9.140. Если рассуждать логически, задачей выяв менее подвержена систематической ошибке по этой ления ошибок и резко отклоняющихся значений причине. Если эластичность замещения в среднем является исключение из расчета индекса таких оши равна единице, формула сводится к среднему геомет бочных и отклоняющихся значений. Ошибками рическому. Маловероятно, что эта формула сможет в могут быть неверно сообщенные цены;

причиной обозримом будущем заменить среднее арифметичес ошибок могут стать неточности при регистрации кое и стать общепринятой — уже потому только, что или кодировании. Ошибками также могут считаться она не может быть интерпретирована как мера изме отсутствующие в результате непредставления отве нения стоимости фиксированной корзины. Однако тов цены. Возможные ошибки и резко отклоняющи она может быть рассчитана на экспериментальной еся значения обычно идентифицируются как наблю основе и вполне может составлять полезное дополне дения, выпадающие из некоего заданного интервала ние к основному индексу. По крайней мере, эта фор мула может служить показателем подверженности допуска или определяемые аналитиком как нереали ИСЧИСЛЕНИЕ ИНДЕКСОВ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН НА ПРАКТИКЕ стичные по другим соображениям. Даже когда на- та, может содержать 10 цен, в то время как другой блюдение не идентифицируется как возможная элементарный агрегат равного веса может содер ошибка, тем не менее в действительности оно может жать 100 цен. Очевидно, что для последнего ошибка оказаться неверным. Такого рода наблюдения ино- в сообщенной цене будет пренебрежимо малой и гда определяются как скрытая ошибка внутри интер- имеющей намного меньший эффект, в то время как вала допуска. Время от времени в выборку может в предыдущем варианте ошибка может привести к случайно попасть экстремальное изменение цен, значительной погрешности в индексе элементарно выпадающее из интервала допуска, но при проверке го агрегата и, более того, повлиять на индексы более оказавшееся правильным. В некоторых дискуссиях о высокого уровня.

данных обследований любое экстремальное значе- 9.144. Особый интерес могут представлять от ние определяется как резко отклоняющееся значе- дельные элементарные индексы, а также построен ние. В данном руководстве этим термином обозна- ные на их основе агрегаты. Поскольку часто разме чаются экстремальные значения, подтвержденные ры выборок, используемые на элементарном уров как правильные. не, невелики, любая полученная информация о це 9.141. При идентификации возможной ошибки не и ошибка в этой информации может существен необходимо удостовериться в том, ошибка ли это на но повлиять на результаты для отдельных продуктов самом деле. Для выяснения этого обычно запраши- или отраслей. При проверке достоверности сообща вается подтверждение цены респондентом или про- емой информации статистики-аналитики изучают изводится сравнение с изменением цены сопостави- индексы по отдельности, полагаясь на собственный мого продукта. Если значение на самом деле являет- опыт. Аналитики также нуждаются в сотрудничест ся ошибкой, оно подлежит исправлению. Это легко ве и поддержке респондентов обследования, кото можно сделать, если респондент предоставит пра- рые могут оказать помощь в объяснении необычных вильную цену или, если это невозможно, путем ус- изменений цен.

ловного исчисления или исключения цены из расче- 9.145. Очевидно, что на наличие ошибок также та индекса. Если правильность значения подтверж- влияет формат обследования и структура анкеты. По дается, оно должно быть включено в индекс. Если этому во избежание неправильного понимания и значение оказывается резко отклоняющимся, оно ошибок отчеты о ценах и анкеты должны быть сфор может быть принято или откорректировано в соот- мулированы четко и недвусмысленно, насколько это ветствии с заранее установленной методикой, то есть возможно. Каким бы ни был формат обследования, путем исключения или условного исчисления. важно удостовериться в том, что полученная инфор 9.142. Несмотря на то что вычислительные воз- мация является именно той, что запрашивалась пер можности компьютеров дают очевидные преимуще- воначально. Анкеты, применяемые в обследовании, ства, не все вышеназванные действия должны быть должны побуждать респондента указывать на те слу компьютеризированы. Необходим полный набор чаи, когда требуемая информация не может быть пре процедур и записей, регулирующих обработку дан- доставлена. Например, если продукт более не произ ных, даже если все или некоторые из них могут осу- водится и, следовательно, в текущем месяце его цена ществляться без использования компьютера. Не все- не определена, необходимо указать возможный заме гда обязательно завершать все предыдущие этапы до няющий продукт, а также подробную информацию в начала следующего. Если, например, в процессе ис- отношении его сопоставимости с предшествующим пользуются электронные таблицы с предопределен- продуктом. В случае, когда респондент не может ными по умолчанию процедурами исчисления отсут- предложить замену, существует несколько методов ствующих данных, индекс может быть рассчитан и решения проблемы отсутствующих данных (что так перерассчитан в любой момент, когда добавляется же рассматривается в главе 7).



Pages:     | 1 |   ...   | 14 | 15 || 17 | 18 |   ...   | 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.