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 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 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 8 ] --

• Каждый класс может быть разделен на более од- 4.9. В качестве весов групп, классов и подклассов нородные подклассы, например, «рис». выступают их доли в общих расходах охватываемого • Наконец, как показано на рис. 4.1, путем разделе- населения на потребление. В большинстве случаев та ния по регионам или типам торговых точек воз- кие данные получают из результатов обследований можна дальнейшая разбивка подкласса для получе- расходов домашних хозяйств (ОРДХ), которые также ния элементарных агрегатов. В некоторых случаях называются обследованиями бюджетов домашних хо конкретный подкласс не может или не должен до- зяйств (ОБДХ). Поскольку эти обследования носят полнительно разбиваться, тогда этот подкласс сам выборочный характер и могут содержать ошибки в по себе является элементарным агрегатом. результате неточных ответов или непредставления от Подклассы и элементарные агрегаты не являются ветов, а также ошибки выборки, расчетные доли от частью КИПЦ, а представляют собой более деталь- дельных подклассов часто изменяются или уточняют ную разбивку классов КИПЦ, необходимую для ис- ся на основе вспомогательной или дополнительной числения ИПЦ. информации, получаемой из других источников.

4.7. В рамках каждого элементарного агрегата вы деляется один или несколько продуктов, чтобы отра Региональные веса зить изменения цен на все товары и услуги, входящие в элементарный агрегат. Например, элементарный аг- 4.10. В рамках заданного подкласса региональ регат, включающий рис, проданный в супермаркетах ный вес отражает расходы на потребление в регионе северного региона, охватывает все виды риса, из ко- по отношению к расходам на этот подкласс по стра торых пропаренный белый рис и коричневый рис с не в целом. Например, если 60 процентов совокуп более чем 50 процентами дробленых зерен выбраны в ных расходов на свежие фрукты приходится на се качестве репрезентативных продуктов. На практике, верный регион и 40 процентов — на южный реги конечно, можно выделить большее количество репре- он, то в случае свежих фруктов региональный вес зентативных продуктов. Наконец, для каждого из ре- составляет 60 процентов для северного региона и презентативных продуктов в целях сбора информа- 40 процентов для южного региона.

ции о ценах можно отобрать несколько отдельных 4.11. Регионом также может быть географическая продуктов, например, конкретные марки пропарен- область, город или группа городов определенного ме ного риса. Кроме того, в зависимости от характера ре- стонахождения или конкретного размера. Введение презентативного продукта может меняться число региональных весов объясняется стремлением со отобранных продуктов. здать более однородные образования, которые, 4.8. Методы исчисления элементарных индексов скорее всего, будут иметь схожую динамику цен и цен на основе данных наблюдений за индивидуаль- схожие структуры потребления. Например, между ными ценами, которые собраны в рамках одного городами и сельскими районами могут наблюдаться элементарного агрегата, разъясняются в главе 9 и в довольно существенные различия в структурах по данном случае не требуют особого внимания.

Если требления и изменениях цен. Выделение различных двигаться вверх от элементарных индексов цен, все регионов может оказаться необходимым в странах с индексы выше уровня элементарного агрегата опре- федеральным устройством, поскольку ИПЦ по деляются как индексы более высокого уровня агрегиро- регионам или штатам могут требоваться в админис вания и могут быть исчислены на основе элементар- тративных или политических целях. Кроме того, в ных индексов цен с использованием в качестве весов странах с федеральным устройством косвенные расходов, установленных для элементарных агрега- налоги, а значит, и динамика цен, могут быть раз тов. Структура агрегирования является согласован- личными в разных регионах.

ной, так что вес на каждом уровне выше элементар- 4.12. Региональные веса обычно могут быть полу ного агрегата всегда равен сумме его компонентов. чены либо в результате ОРДХ, либо путем оценки Индекс цен на каждом более высоком уровне агре- данных о розничных продажах или о численности на гирования может быть рассчитан на основе весов и селения. Региональные веса могут вводиться или не индексов цен для его компонентов, то есть индексов вводиться в расчет ИПЦ, в зависимости от размеров и цен более низкого уровня, или элементарных индек- структуры страны, наличия данных, ресурсов, а также сов. Индивидуальные элементарные индексы цен не целей составления индекса.

ВЕСА РАСХОДОВ И ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ ДЛЯ ИХ ПОЛУЧЕНИЯ Рисунок 4.1. Типичная структура агрегирования индекса потребительских цен (ИПЦ) ОБЩИЙ ИПЦ Продукты ГРУППА ГРУППА Продукты питания ДРУГИЕ ГРУППЫ Алкогольные напитки 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 Рис, проданный в других северных в северных торговых точках супермаркетах РЕПРЕЗЕНТАТИВНЫЙ РЕПРЕЗЕНТАТИВНЫЙ ПРОДУКТ ПРОДУКТ Коричневый рис:

Пропаренный длинно дробление более 50% зерный белый рис ОТОБРАННЫЙ ОТОБРАННЫЙ ПРОДУКТ ПРОДУКТ Марка B Марка A РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Источники данных Веса по торговым точкам или типам торговых точек 4.16. Решение о том, какой источник или источ 4.13. Данные о ценах собираются по различным ники данных использовать и как их использовать, за торговым точкам и типам торговых точек. Информа- висит от анализа их сравнительных преимуществ и ция об объеме продаж конкретных торговых точек недостатков, а также от главной цели составления ин или их доле на рынке может использоваться для фор- декса. В большинстве стран двумя основными источ мирования весов элементарных агрегатов, характер- никами данных для расчета весов являются ОРДХ и ных для данного региона и типа торговых точек. Од- оценки национальных счетов по расходам домашних ним из преимуществ применения весов по торговым хозяйств на конечное потребление. Вместе с тем до точкам является возможность централизованного полнительная информация может быть получена из сбора данных о ценах по супермаркетам или другим статистики производства и торговли, от государствен типам сетевых торговых точек. ных ведомств, производителей, маркетинговых орга низаций и отдельных предприятий. Такая дополни Веса элементарных агрегатов тельная информация особенно полезна для оценки весов на самом детализированном уровне. Хотя неко 4.14. Веса элементарных агрегатов являются веса торые из перечисленных источников могли использо ми страт, соответствующими классу или подклассу ваться для подготовки оценок национальных счетов, расходов, региону и типу торговых точек. Например, возможно, они смогут обеспечить более подробные как показано в таблице 4.1, расходы внутри подкласса данные, которые не были использованы составителя «свежие фрукты» можно разделить по четырем регио ми национальных счетов.

нам, каждый из которых имеет свой региональный вес. Предположим далее, что по известным данным Обследования расходов домашних или по оценкам 60 процентов продаж приходится на супермаркеты и 40 процентов — на независимые тор хозяйств говые точки, причем эта пропорция сохраняется для 4.17. Поскольку ОРДХ может преследовать сразу всех регионов. Пусть вес свежих фруктов в ИПЦ по несколько целей, желательно удостовериться в том, всей стране составляет, например, пять процентов.

что план обследования также отвечает требованиям Если разбивка по регионам или торговым точкам не ИПЦ. Основные требования заключаются в следую проводится, тогда подкласс в целом становится эле щем: обследование должно быть репрезентативным в ментарным агрегатом, имеющим вес пять процентов отношении всех частных домашних хозяйств страны, в общем индексе.

не должно исключать какую-либо конкретную группу 4.15. Если доступна информация о весах по реги и должно включать все виды расходов домашних хо онам, но не по типам торговых точек, тогда пять про зяйств на потребление.

центов распределяются по четырем регионам для по 4.18. ОРДХ может включать платежи, не относя лучения четырех отдельных элементарных агрегатов, щиеся к охвату ИПЦ, например, платежи по налогам по одному для каждого региона. Например, элемен на доходы, выплаты премий по страхованию жизни, тарный агрегат для северного региона будет иметь денежные переводы, дары и другие трансферты, ин вес 0,2 х 0,05 = 1,0 процента в общем ИПЦ по всей вестиции, сбережения и выплаты долга. Такие расхо стране. Если возможна дополнительная разбивка по ды должны исключаться из итога, используемого для типу торговых точек, тогда к каждому региону будет расчета долей расходов, которые служат основой для относиться два элементарных агрегата: один — для су оценки весов ИПЦ. Кроме того, предполагаемый ох пермаркетов и один — для независимых торговых то ват ИПЦ и фактический охват ОРДХ могут разли чек. В таком случае вес элементарного агрегата для чаться в отношении охватываемой совокупности свежих фруктов, проданных в супермаркетах северно населения, однако влияние на ИПЦ любой обуслов го региона, составит 0,12 х 0,05 = 0,6 процента в об ленной этим систематической ошибки в оценках щем ИПЦ по всей стране.

весов, скорее всего, будет весьма незначительным, Таблица 4.1. Пример весов по регионам и типам если ОРДХ предназначено для того, чтобы обеспе торговых точек для подкласса «свежие фрукты» чить результаты по населению в целом, а не по одной конкретной группе населения.

Типы торговых точек 4.19. Национальные обследования по вопросам Региональные Супермаркеты Независимые веса (60%) (40%) питания представляют собой специальные обследо вания, прежде всего направленные на сбор инфор Север 20 12 мации о расходах семей на продукты питания. Такие Юг 40 24 обследования обеспечивают очень детализирован Запад 30 18 Восток 10 6 4 ную разбивку данных о расходах на питание, кото Итого 100 60 40 рая может быть использована с целью расчета весов ВЕСА РАСХОДОВ И ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ ДЛЯ ИХ ПОЛУЧЕНИЯ элементарных агрегатов для продуктов питания на 4.23. Некоторые страны проводят непрерывные ОРДХ с постепенной ротацией выборок. Однако про уровнях агрегирования, более низких, чем классы грамма ежегодных обследований с объемами выбо КИПЦ.

рок, достаточно большими для получения оценок, 4.20. ОРДХ может служить основой для оценки которые необходимы для расчета весов ИПЦ, может удельных весов регионов с различными структурами быть очень дорогостоящей. Поэтому некоторые стра потребления. Такие веса должны применяться к соот ны проводят крупномасштабные обследования с ин ветствующим элементарным индексам цен для ис тервалами в десять или пять лет, по возможности, числения индексов по рассматриваемым регионам.

дополняемые ежегодными обследованиями с мень 4.21. Как правило, данные ОРДХ по определен шим объемом выборки. Другие страны распределяют ным видам расходов могут быть недостаточно досто большую выборку на несколько лет. Среднее по ре верными и требовать проверки на соответствие дан зультатам более узких обследований за несколько по ным, полученным из других источников. ОРДХ следовательных лет может обеспечить набор удовле может даже не охватывать определенные виды расхо творительных годовых оценок. Такой расчет весов как дов, поэтому такие расходы должны оцениваться с средних долей расходов за период в два или три года использованием других источников данных. Оче сглаживает также любую изменчивость в поведении видно, что достоверность весов ИПЦ во многом бу потребителей в течение короткого периода, например, дет зависеть от достоверности данных о расходах в результате таких событий, как засуха или наводне домашних хозяйств. Поскольку ОРДХ является вы ние, гражданский конфликт, резкие изменения цен борочным обследованием, полученные оценки не на нефть или чрезвычайно теплые или холодные зимы.

избежно подвержены ошибкам выборки, которые 4.24. Следует отметить, что в некоторых странах могут быть относительно велики в случае небольших возможны эксперименты с новыми методами реги расходов или расходов, имеющих место нечасто.

страции расходов при проведении ОРДХ путем ис Качество оценок может также страдать от непред пользования сканированных данных, получаемых ставления ответов или занижения данных по неко торговыми точками с электронными терминалами.

торым видам расходов на потребление. Занижение Например, при проведении ОРДХ в Исландии сбор данных, по-видимому, можно считать наиболее напечатанных квитанций со штрих-кодами, выда серьезной и распространенной проблемой, влияю ваемых покупателям при оплате товаров, позволил щей на результаты ОРДХ. Данные о некоторых рас получить точную информацию о видах и марках то ходах не сообщаются по причине малой величины варов, купленных в различных торговых точках, при или исключительности покупок (поэтому о них легко этом фактически без затрат для обследуемых до забыть). Несмотря на значительность расходов на машних хозяйств.

товары длительного пользования, оценки этих рас ходов также могут быть проблематичными, посколь ку такие товары покупаются очень редко. Данные о Национальные счета некоторых расходах не сообщаются, потому что опре 4.25. Между национальными счетами и ИПЦ воз деленные товары или услуги осуждаются обществом можны различия в области охвата и определении по или являются незаконными (например, наркотики, требления, кроме того, возможно различие в отноше алкоголь и табачные изделия). Если не вносить по нии охватываемой совокупности домашних хозяйств.

правок на подобное занижение данных, это приведет 4.26. Во-первых, в системе национальных счетов к занижению оценок весов по указанным продуктам сектор домашних хозяйств состоит из всех домашних и завышению оценок весов по тем продуктам, по хозяйств-резидентов, включая людей, живущих в ин которым сообщены правильные данные. По этим ституциональных домашних хозяйствах. Однако причинам при исчислении весов ИПЦ следует по ОРДХ обычно не охватывает лиц, постоянно прожи возможности сравнивать и/или объединять результа вающих в институциональных домашних хозяйствах, ты ОРДХ со статистикой из других источников, осо таких как дома пенсионеров или религиозные учреж бенно при небольшом размере выборки ОРДХ.

дения. Если ИПЦ призван охватывать все домашние 4.22. Для целей исчисления ИПЦ желательно хозяйства-резиденты, тогда для корректировки дан ежегодное проведение ОРДХ. Это позволит странам ных ОРДХ могут использоваться оценки националь каждый год уточнять и обновлять веса расходов. Од ных счетов.

ним из преимуществ ежегодного обновления весов 4.27. Во-вторых, как уже разъяснялось в главе 3, обычно является уменьшение различий между ре возможны две альтернативные концепции совокуп зультатами, полученными при использовании разных ного конечного потребления: внутренняя и нацио формул исчисления индекса. Как объясняется в гла нальная. Внутренняя концепция относится к потреб вах 1, 9 и 15, любые систематические ошибки, возни лению на экономической территории, включая кающие в результате использования индекса Лоу, рас потребление посещающих страну зарубежных до считываемого на основе фиксированной корзины машних хозяйств, но исключая потребление домаш товаров и услуг, не будут успевать накапливаться до них хозяйств-резидентов в период пребывания за существенной величины.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА границей. Национальная концепция, используемая в проведение обследований домашних хозяйств и сов системе национальных счетов, относится к потребле- мещение между ОРДХ и обследованием мест покуп нию всех резидентов страны, находящихся дома или ки, возможно объединение этих двух видов деятель за границей, и исключает потребление нерезидентов. ности по сбору данных в комплексное обследование, ОРДХ обычно охватывает только домашние хозяй- позволяющее получить детализированные данные по ства-резиденты и может охватывать или не охваты- расходам и торговым точкам вместе с демографичес вать их расходы за границей, в зависимости от ука- кой информацией о домашних хозяйствах, необходи заний, которые даны респондентам. мой для исчисления индексов для подгрупп.

4.28. Данные национальных счетов могут исполь- 4.31. Чтобы получить веса для групп продуктов по зоваться для уточнения весов ОРДХ для продуктов, по типу торговых точек, можно провести упрощенный которым в ОРДХ были представлены заниженные вариант такого обследования. В этом случае необхо сведения. Следует отметить, что показатели нацио- димо отобрать целевую выборку по каждому типу тор нальных счетов по конечному потреблению домаш- говых точек. В качестве альтернативы при отсутствии них хозяйств обычно основаны на статистике, полу- подобного обследования, чтобы оценить распределе ченной из ОРДХ и ряда других источников. Это озна- ние объемов продаж по типам торговых точек, можно чает, что оценки национальных счетов, скорее всего, использовать национальную статистику розничной будут полезны для оценки весов по тем категориям торговли по типам торговых точек, полученную из об потребления, данные по которым обычно неверно следования торговых точек.

представляются в ОРДХ, а также в тех случаях, когда результаты ОРДХ искажены в связи со значительной Данные сканирования долей лиц, частично или полностью не предоставив ших данных. 4.32. В последние несколько лет некоторые стра ны начали использовать статистику, полученную по данным кассовых аппаратов, для расчета весов Данные розничной торговли ИПЦ. Такая статистика основана на данных элек тронного учета, хранящихся в виде сканированной 4.29. Статистика розничной торговли по регио информации в базах данных продавцов. Такие набо нам и типам торговых точек может иметься для ши ры данных сканирования включают проданные ко роких групп продуктов-представителей. Один из не личества и соответствующие стоимостные агрегаты.

достатков такой статистики заключается в том, что (Кассовые чеки обычно содержат следующую ин некоторые продажи могут относиться к группам, не формацию: название торговой точки, дату и время входящим в охватываемую совокупность населения, покупки, описание купленных товаров/услуг, коли например, к сектору предприятий или органам госу чество, цену и стоимость, форму платежа и, в надле дарственного управления. Соответствующие покупки жащих случаях, сумму НДС). Сравнение результатов не входят в состав частного потребления домашних ОРДХ с соответствующими данными сканирования хозяйств. Некоторые продажи могут также осуществ по крупнейшим сетям супермаркетов показывает, ляться нерезидентам, которые могут входить или не что использование данных сканирования может входить в охватываемую совокупность населения.

повысить достоверность рассчитанных весов Кроме того, в случае данных по регионам необходимо (Gudnason, 1999). Это служит еще одним аргументом учитывать, что они могут включать продажи людям, в пользу применения таких данных для более часто проживающим в других регионах.

го уточнения весов ИПЦ, чем это было бы возможно в ином случае, и, вероятно, с меньшими затратами.

Обследования мест покупки Впрочем, следует помнить и о недостатках этого ис точника информации. Прежде всего, данные скани 4.30. Статистика обследований мест покупки мо рования не могут быть отнесены к определенному жет использоваться при оценке весов для данных о типу домашних хозяйств, тогда как данные ОРДХ ценах, поскольку такие обследования позволяют ана позволяют это сделать. Другим важным различием лизировать структуру покупок для различных сегмен между данными ОРДХ и данными сканирования, тов населения. По каждому купленному продукту до полученными от продавцов, является то, что данные машним хозяйствам предлагается сообщить сумму, ОРДХ охватывают товары, купленные в торговых потраченную в каждой торговой точке, где были сде точках, не использующих такую технологию, а также ланы покупки, а также названия и адреса этих торго товары и услуги, не имеющие сканируемых кодов, вых точек. На базе этих данных может быть составлен независимо от места их продажи. И хотя использова список торговых точек, в которых были произведены ние данных электронного учета с каждым годом рас все продажи всех различных указанных товаров и ус ширяется, в значительных сегментах рынка рознич луг домашним хозяйствам, относящимся к выборке.

ной торговли данные сканирования не используются, Затем на основе данного списка составляется выбор даже в самых передовых с точки зрения применения ка торговых точек, с вероятностью, пропорциональ электроники странах.

ной объему продаж. Учитывая высокие затраты на ВЕСА РАСХОДОВ И ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ ДЛЯ ИХ ПОЛУЧЕНИЯ Переписи населения ценах. Не оправдывает себя сбор данных о ценах для очень небольших групп продуктов, которые практи 4.33. Переписи населения обеспечивают статис чески не влияют на величину ИПЦ.

тические данные о географическом распределении 4.37. Даже если принято решение не собирать населения и домашних хозяйств, а также о региональ данные о ценах для конкретного продукта, он по ных различиях в размере и составе домашних хо прежнему остается включенным в охват ИПЦ. Сле зяйств. В сочетании с оценками региональных уров дует сделать явное или неявное предположение о ней расходов домашних хозяйств эти статистические некотором изменении цены или условно рассчитать данные могут использоваться для оценки весов расхо это изменение и соответствующие веса расходов.

дов по регионам, особенно тогда, когда такие оценки Для этого можно выбрать один из следующих двух с удовлетворительной степенью точности невозмож способов.

но получить из ОРДХ. В отсутствие какой-либо стати • Хотя информация о цене продукта отсутствует, стики расходов статистику населения можно исполь продукт и расходы на него остаются в составе эле зовать в качестве основы для расчета региональных ментарного агрегата. Элементарный индекс цен весов. При подобной оценке весов обычно приходит для агрегата в целом полностью подсчитывается ся делать предположение о том, что расходы на душу исходя из цен репрезентативных продуктов, по ко населения или на домашнее хозяйство одинаковы во торым ценовая информация получена. Это равно всех регионах, а также игнорировать обычно сущест сильно предположению о том, что цена продукта вующие серьезные различия в уровне и структуре по меняется пропорционально среднему изменению требляемых товаров и услуг между городским и сель цен репрезентативных продуктов.

ским населением.

• В качестве иного варианта можно использовать Расчет весов на практике уменьшение веса элементарного агрегата путем исключения из него расходов на данный продукт.

Это равносильно предположению о том, что цена 4.34. После того как определена охватываемая со исключенного продукта меняется параллельно вокупность населения и сфера охвата товаров и услуг, изменению общей величины ИПЦ для всех необходимо рассчитать веса. В принципе, это относи продуктов, фактически включенных в индекс.

тельно просто, поскольку веса рассчитываются как доли от совокупных расходов охватываемой совокуп- 4.38. В принципе, ИПЦ должен охватывать все ности населения на потребление всех товаров и услуг, типы продуктов и расходов в пределах своего охвата, включенных в корзину индекса, за базисный период. даже если информация о ценах на некоторые продук Однако на практике расчет весов не настолько прямо- ты не собирается. Например, можно принять реше линеен и включает ряд этапов. ние исключить из расчета индекса группы, имеющие вес менее 0,1 процента для групп продуктов питания Платежи, не являющиеся расходами и менее 0,2 процента для групп непродовольствен на потребление ных товаров. Более низкое минимальное пороговое значение для продуктов питания объясняется тем, 4.35. Для определения весов ИПЦ подходят толь- что цены на эти продукты имеют тенденцию к боль ко расходы на потребление. Как разъясняется в главе шей изменчивости, а сбор информации о них, как 3, такие расходы, как выплата взносов/отчислений на правило, является менее дорогостоящим. Если неко социальное обеспечение или налогов на доходы или торая группа расходов исключается, ее вес может выплаты долга, к расходам на потребление не отно- быть отнесен к другой группе расходов, близкой по сятся и не должны приниматься во внимание. составу и динамике цен. В ином случае расходы пол ностью исключаются из расчета весов.

Незначительные расходы Продукты, на которые трудно 4.36. Каждый элементарный агрегат состоит из установить цену достаточно однородной группы продуктов, из кото рых отбирается один или несколько репрезентатив- 4.39. Среди расходов на потребление обычно при ных продуктов для сбора информации о ценах. Не- сутствуют расходы на ряд продуктов, для которых которые продукты имеют такие веса, которыми с трудно напрямую или с достаточной точностью уста практической точки зрения можно пренебречь, и новить цены или изменения цен. Например, расходы данные о ценах на них на практике обычно не соби- на запрещенные наркотические вещества или плате раются. В большинстве стран основным источником жи за оказание услуг на частных приемах и вечерин данных для расчета детальных весов являются ОРДХ, ках. Если такого рода продукты включены в охват в которых содержатся данные наблюдения по гораздо индекса, они должны быть включены в расчет весов, большему многообразию товаров и услуг, чем это даже если достоверная информация об их ценах практически целесообразно для сбора информации о отсутствует. Для продуктов, на которые трудно уста РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА новить цену, применяются те же методы, что и для не- ствующая плата за их использование, которая в конце значительных расходов. 1990-х годов во многих странах стала представлять со бой новый значительный вид расходов. В связи с Использование и сочетание этим, чтобы учесть произошедшие изменения, долж ны быть внесены необходимые поправки в данные различных источников данных обследования. Расходы на такие новые продукты 4.40. В большинстве стран главным источником должны быть оценены на основе информации, до для расчета весов является ОРДХ. Однако, как заме- ступной из других источников (например, из данных чено выше, результаты ОРДХ должны быть тщатель- статистики импорта или данных розничной торгов но проанализированы и скорректированы, чтобы ли), при этом необходимо учитывать, что расходы учесть завышение или занижение данных об опреде- предприятий и расходы на коммерческую деятель ленных видах продуктов. Обычной стратегией кор- ность должны быть исключены.

ректировки результатов ОРДХ для расчета весов явля ется использование дополнительной информации из Базисный период весов других подходящих источников.

4.41. В тех странах, где данные системы нацио- 4.44. Базисный период весов — это период, к ко нальных счетов позволяют достоверно оценить расхо- торому относятся оцениваемые веса. Выбор периода, ды домашних хозяйств, эта информация может быть охватываемого статистикой расходов, которая ис использована для расчета весов на уровне агрегатов. пользуется для получения весов, является очень Далее для разбивки или уточнения весов могут ис- ответственным шагом. В общем плане период, вы пользоваться детализированные данные ОРДХ. Та- бранный в качестве базы, должен быть достаточно ким способом при расчете весов можно совместить продолжительным и охватывать сезонный цикл. Кро детализированные данные ОРДХ с агрегированными ме того, если индекс не предназначен для ежегодного данными национальных счетов. Веса для основных сцепления, выбранный год должен характеризоваться групп потребления могут быть получены из данных экономическими условиями, которые могут считать национальных счетов, вплоть до определенного уров- ся в достаточной степени обычными и стабильными.

ня дезагрегирования, например, 70 групп или классов Для этого может потребоваться корректировка неко потребления. Каждый из этих весов может быть далее торых значений для их нормализации, чтобы устра распределен путем наложения детализированных нить любые аномалии данных за конкретный период, групп расходов ОРДХ на группы или классы потреб- охватываемый источником информации. Базисный ления по данным системы национальных счетов. Со- период весов не должен быть слишком удален от четание данных системы национальных счетов и базисного периода цен. Обычно базисным периодом ОРДХ обеспечивает согласованность ИПЦ с показа- весов является один календарный год. Месяц или телями национальных счетов по расходам домашних квартал — слишком короткие периоды для использо хозяйств на потребление на уровне основных групп вания в качестве базисного периода весов, так как на потребления. произвольно взятом месяце или квартале может ска зываться случайное или сезонное воздействие. В не Корректировка весов, полученных которых случаях данные за один год могут быть не адекватны из-за необычных экономических условий в результате обследований или из-за недостаточно большой выборки. Тогда для расходов домашних хозяйств расчета весов желательно использовать средние пока 4.42. Так как в большинстве случаев данные об- затели расходов за несколько лет. Данный метод при следования расходов домашних хозяйств становятся меняют такие страны, как США и Великобритания.

доступными только с определенной задержкой (часто В США используется информация о расходах по дан порядка 18 месяцев и более), новые веса будут отста- ным Обследования потребительских расходов за трех вать от нового базисного периода цен для индекса, то летний период. В Великобритании используются есть периода, когда вводятся новые веса. средние показатели за три года по данным Обследова 4.43. Могут быть необходимы поправки к оцен- ния расходов и потребления продуктов питания не кам по результатам ОРДХ, чтобы учесть любые суще- только для подсчета региональных весов, но и для ственные изменения в структуре расходов в период со стратификации, а также для ограниченного числа времени проведения обследования до времени введе- групп продуктов, цены которых особенно изменчивы.

ния новых весов. Поправки обычно производятся для 4.45. В периоды высоких темпов инфляции воз продуктов, значимость которых за этот период суще- можен расчет весов за несколько лет путем усредне ственно повысилась или снизилась. Бывает, что дан- ния значений стоимостных долей, а не путем усредне ные о расходах на некоторые продукты не могут быть ния значений фактической стоимости расходов. При получены из ОРДХ, так как эти продукты появились усреднении значений фактической стоимости расхо на рынке уже после завершения обследования. При- дов слишком большой вес получат данные за послед мером могут служить мобильные телефоны и соответ- ний год. Можно использовать другой вариант: обно ВЕСА РАСХОДОВ И ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ ДЛЯ ИХ ПОЛУЧЕНИЯ вить значения расходов за каждый год относительно ленный момент желательно перейти к использова всего периода и вычислить простое среднее арифме- нию весов более позднего периода, чтобы убедиться, тическое скорректированных годовых данных. что в индексе точно взвешены изменения цен, с кото 4.46. Так как базисный период весов обычно рыми сталкиваются потребители.

предшествует базисному периоду цен, веса расходов могут быть обновлены с учетом изменения относи Частота обновления весов тельных цен в промежуток между базисным периодом 4.50. Резолюция Международной конференции весов и базисным периодом цен. Более детальное статистиков труда (МКСТ) 1987 года в отношении описание обновления весов с учетом изменения цен индексов потребительских цен рекомендует для обес представлено в главе 9 (пункты 9.95–9.104).

печения репрезентативности индекса обновлять веса периодически, по крайней мере один раз в десять лет.

Необходимость уточнения весов Однако резолюция МКСТ 2003 года предлагает для 4.47. В большинстве стран ИПЦ рассчитывается обеспечения соответствия весов более частое их об как изменение стоимости конкретной корзины това- новление, а именно — не менее одного раза в пять лет.

ров и услуг. Такой общий вид индекса охарактеризо- Странам, переживающим значительные экономичес ван в настоящем руководстве как индекс Лоу. Его кие изменения, а вследствие этого — более быстрые свойства и поведение разъясняются в главах 1, 9 и 15. изменения в структуре потребления, рекомендуется Несмотря на то что индексы потребительских цен ча- обновлять веса еще чаще, например, ежегодно.

сто характеризуют как индексы Ласпейреса, обычно 4.51. Как правило, необходимость уточнения ве на практике они таковыми не являются. Индекс Лас- сов с течением времени по мере удаления от базисно пейреса определяется как индекс, в котором корзина го периода весов возрастает. В большинстве случаев товаров и услуг относится к базисному периоду цен, решение о том, когда обновлять веса, зависит от раз хотя обычно при составлении ИПЦ используется личий, наблюдаемых между текущей структурой корзина некоего базисного периода весов, предшест- весов и структурой весов базисного года весов. Изме вующего, как уже было сказано, базисному периоду нения в относительном значении каждого продукта цен. Так как многие страны продолжают использо- представителя могут наблюдаться по результатам вать одну и ту же фиксированную корзину товаров и обследований расходов. Если такая статистика посту услуг в течение нескольких лет, возникает вопрос о пает нерегулярно, частоту уточнения весов приходит том: как часто корзина должна уточняться, чтобы она ся привязывать к наличию результатов ОРДХ.

не устарела и не потеряла актуальности. 4.52. При больших колебаниях потребления, вы 4.48. В течение непродолжительного периода по- званных такими факторами, как экономическая бло требители изменяют структуру потребления в ответ када или экстремально благоприятные (или неблаго на изменение относительных цен продуктов, как приятные) погодные условия, ежегодное введение правило, входящих в один класс или подкласс. За бо- новых весов может способствовать систематическому лее длительный период на структуру потребления завышению индекса. Как правило, профиль времен оказывают влияние не только изменения цен, но и ного ряда индекса может быть чувствительным к вы иные факторы. Наиболее важным является то, что бору базисного периода весов. Поэтому лучше всего изменения в величине и распределении доходов до- использовать в качестве основы для взвешивания по машних хозяйств приводят к смещению спроса на возможности «обычный» период потребления и избе товары и услуги в сторону товаров и услуг, имеющих гать периодов действия особых, временных по своему более высокую эластичность по отношению к уров- характеру, факторов. Вся доступная информация, ка ню доходов. Примерами факторов, оказывающих сающаяся характера потребления в базисный период влияние на поведение потребителей в отношении весов, должна приниматься во внимание.

расходов в более долгосрочной перспективе, могут 4.53. Когда требуется принять веса на несколько быть такие демографические факторы, как старение лет, необходимо выбрать такие веса, которые, вероят населения и технологические изменения (например, но, не претерпят значительных изменений в будущем, расширение использования компьютеров). Более и не стараться точно отразить ситуацию конкретного того, возможно появление новых продуктов и моди- периода (которая может быть в каком-то отношении фицирование или устаревание существующих. Фик- аномальной).

сированная корзина будет невосприимчива ко всем 4.54. Целесообразно проводить ежегодную про подобным изменениям. верку весов, чтобы убедиться в их достаточной досто 4.49. В результате изменения относительных цен верности и репрезентативности. Можно ограничить и действия долгосрочных факторов, значения весов ся проверкой весов на уровне субиндексов и их глав могут устареть и стать менее репрезентативными для ных компонентов, обращая внимание на наличие или текущей структуры потребления. Как показано в гла- отсутствие признаков существенных изменений в ве 15, систематические ошибки в индексе Лоу увели- структуре потребления, произошедших после базис чиваются по мере старения весов. Поэтому в опреде- ного периода весов.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА 4.55. При любом обновлении структуры весов не- скорректирован состав корзины ИПЦ для отраже обходимо рассчитать новый индекс, использующий ния изменений в предложении продуктов и пове обновленные веса, для периода, совмещающегося дении потребителей.

с предыдущим периодом, с тем чтобы можно было 4.59. Индексы более высокого уровня агрегирова осуществить увязку двух индексов. ния формируются путем совместного взвешивания индексов нижнего уровня, применяя последователь ные уровни агрегирования, определенные структурой Классификация классификации. Веса фиксируются на некоторый пе 4.56. При расчете весов между детализирован- риод (например, один год, три или пять лет), до сле ными статьями расходов ОРДХ и классами расходов дующего обновления весов индекса.

ИПЦ необходимо установить соответствие. Если 4.60. Выбор уровня иерархии индексов, на кото классы ОРДХ не соответствуют классам расходов ром структура и веса фиксируются на некоторый ИПЦ, результаты ОРДХ необходимо преобразовать период, является особенно важным. Главным пре так, чтобы они отвечали категориям ИПЦ. Это имуществом выбора относительно высокого уровня можно сделать путем агрегирования или дезагреги- является то, что фактическая выборка продуктов и их рования соответствующих рубрик ОРДХ в соответ- цен ниже данного уровня может быть скорректирова ствующие классы расходов ИПЦ. Такое преобразо- на и обновлена по мере надобности. В выборку могут вание осуществляется гораздо проще и надежнее, быть введены новые продукты, а веса на более низком если перечень кодов статей расходов ОРДХ скоор- уровне могут быть вновь установлены на основе динирован с соответствующим перечнем продуктов, новых данных. Таким образом, расширяются возмож использованных при регистрации наблюдений за ности поддерживать репрезентативность индекса пу ценами для ИПЦ. тем постоянной проверки выборки репрезентативных 4.57. В целях международного сопоставления сис- продуктов.

тема классификации товаров и услуг должна, на- 4.61. Если выбирается относительно низкий уро сколько это возможно практически, соответствовать вень структуры индексов, возможность постоянно Классификации индивидуального потребления по поддерживать репрезентативность индекса ограничи целям (КИПЦ) Организации Объединенных Наций вается. Возникает большая зависимость от периоди (см. приложение 2). Чтобы облегчить оценку и при- ческих проверок индекса и обновления весов. Такая менение весов, желательно также, чтобы используе- ситуация является дополнительным аргументом в мая классификация согласовывалась с классифика- пользу более частого обновления весов.

циями ОРДХ и других видов статистики (например, статистики розничной торговли). Чтобы обеспечить Продукты-представители, взаимное соответствие систем статистики и возмож требующие особого подхода ность международного сопоставления данных, клас сификация типов расходов ОРДХ должна быть также 4.62. Некоторые продукты (такие как сезонные согласованной с КИПЦ. Кроме того, необходимо продукты, услуги по страхованию, товары, бывшие в иметь возможность установить соответствие между употреблении, расходы за границей, и т.д.) при опре классификацией продуктов, используемой при сборе делении весов могут требовать особого подхода. Более цен розничной торговли, и КИПЦ. Другая важная за подробная информация об этом представлена в гла дача состоит в том, чтобы структура агрегирования, вах 3,10 и 22.

используемая в системе классификации, отвечала ос 4.63. Сезонные продукты. При обработке ин новным запросам пользователей.

формации о сезонных продуктах могут быть ис 4.58. Возьмем в качестве примера классифика пользованы различные методы;

ниже приводятся цию КИПЦ, которая имеет следующую иерархичес примеры.

кую структуру:

• Метод фиксированных весов, при котором уста – группы: в КИПЦ существует 47 групп;

навливается одинаковый вес для сезонного про – классы: подразделения групп;

дукта на все месяцы. В месяцы, выходящие за гра – подклассы: категории самого нижнего уровня, под ницы сезона, используется условно исчисленная лежащие взвешиванию;

обычно самый детализи цена. Сезонные продукты рассматриваются так же, рованный уровень структуры, для которого публи как и другие потребительские продукты.

куется ряд индекса — компоненты расходов и веса, • Метод переменных весов, при котором в различ остающиеся фиксированными, если используется ные месяцы продукту присваивается меняющийся индекс с фиксированными весами;

(скользящий) вес. При этом методе веса сезонных – отдельные продукты: самый нижний уровень кор продуктов изменяются ежемесячно, в соответствии зины ИПЦ, а именно, отдельные товары и услуги, с изменением объемов потребления в разные меся по которым обычно собираются данные о ценах;

цы базисного периода весов. Однако принцип уровень, на котором в интервале между двумя серь фиксированной корзины (то есть наличие фикси езными пересмотрами структуры весов может быть ВЕСА РАСХОДОВ И ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ ДЛЯ ИХ ПОЛУЧЕНИЯ рованных весов) должен сохраняться по крайней ваться либо на уплаченных валовых премиях, либо на мере на каком-то уровне агрегирования. условно исчисленной плате за услуги. Условно исчис 4.64. Достоинство применения метода фиксиро- ленная плата за управление страхованием и предо ванных весов в основном заключается в том, что он ставление услуг страхования оценивается по валовым премиям плюс доходы от инвестирования страховых согласуется с методами, применяемыми для других резервов минус суммы возмещений, подлежащие вы потребительских товаров и услуг, и в нем использует ся формула индекса фиксированной корзины. В от- плате держателям страховых полисов при урегулиро вании требований2. Чистые премии определяются как личие от метода переменных весов, метод фиксиро ванных весов отражает только месячные изменения валовые премии минус плата за услуги. Другими сло цен, но не количеств. Другой недостаток метода пере- вами, чистые премии равны возмещениям, подлежа менных весов состоит в том, что веса основываются щим уплате. Чистые премии и возмещения, подле на месячных сезонных колебаниях в базисный пери- жащие уплате, рассматриваются как трансферты или од весов, без учета того, что месячные колебания по- перераспределение средств между домашними хо требления каждый год могут быть различными. зяйствами-держателями полисов. Как правило, 4.65. Метод фиксированных весов имеет свои не- предпочтительно рассчитывать веса услуг страхова достатки, например, в те месяцы, когда отсутствуют ния (кроме страхования жизни) на основе платы за свежие фрукты или овощи, цены и индексы по дан- услуги. Такие расходы представляют собой оценки ным продуктам должны оцениваться или исчисляться сумм, уплаченных домашними хозяйствами за услу условно (или, как практикуется в некоторых странах, ги, предоставленные страховыми компаниями. Одна цены и индексы должны быть заморожены в течение ко можно привести доводы в пользу расчета весов на периода отсутствия данных продуктов). При исполь- основе валовых премий. Это достаточно сложный зовании метода переменных весов необходимость та- вопрос, и единое мнение по нему пока отсутствует.

4.68. Товары, бывшие в употреблении, включая по кого условного исчисления отпадает. Кроме того, держанные автомобили. Как отмечается в пунктах средний фиксированный вес, определенный для всех месяцев года, фактически не отражает ежемесячного 3.127–3.129 главы 3, цены на бывшие в употреблении потребления. Поэтому при отрицательной корреля- товары длительного пользования, приобретенные до ции между ценами и количествами может происхо- машними хозяйствами, включаются в ИПЦ таким же дить систематическое завышение индекса. образом, как и цены на новые товары. Однако домаш 4.66. Выбор метода фиксированных весов или ме- ние хозяйства не только покупают, но и продают быв тода переменных весов для измерения цен на сезон- шие в употреблении товары длительного пользова ные товары зависит от того, каким видам изменений ния, например, автомобили. Если цена подержанных индекса, месячным или долгосрочным, уделяется ос- товаров растет, приобретающие их домашние хозяй новное внимание. Использование годовой корзины и ства проигрывают, а продающие домашние хозяйства годовых долей расходов предпочтительно в случаях, выигрывают. С точки зрения расчета весов, продажа когда основной интерес представляют долгосрочные составляет отрицательные расходы. Это подразумева ет, что изменение цен на подержанные товары, прода тенденции изменения цен. С другой стороны, если ваемые домашними хозяйствами, неявным образом основное внимание уделяется месячным изменени имеет отрицательный вес в ИПЦ. В действительнос ям, тогда годовые веса, присвоенные каждому месяч ному соотношению цен, становятся нерепрезента- ти, покупки и продажи подержанных товаров, совер шаемые между домашними хозяйствами (прямые или тивными и могут не отражать фактических операций в течение двух наблюдаемых последовательных меся- непрямые, через дилера), взаимно погашаются (за ис цев. В этом случае месячные изменения цен на про- ключением наценки дилеров, см. главу 3) и не имеют дукты, не соответствующие сезону, из-за применения никакого веса в ИПЦ. Однако домашние хозяйства годовых весов могут значительно увеличиться1. Для также покупают у других секторов и продают другим удовлетворения запросов различных пользователей, секторам. Для охватываемой совокупности населения возможно, целесообразно построить два индекса: в целом, то есть полной совокупности домашних хо один — для измерения краткосрочных изменений цен зяйств, охватываемой ИПЦ, вес, соответствующий (с переменными месячными весами), а другой — для конкретному виду подержанных товаров, определяет измерения долгосрочных изменений (с фиксирован- ся совокупными затратами домашних хозяйств на та кие товары минус величина поступлений от поку ными годовыми весами). Подробно вопрос о сезон ных продуктах рассматривается в главе 22.

4.67. Страхование. Как отмечается в главе 3 в раз 2В национальных счетах валовые премии плюс инвестицион деле, посвященном страхованию, веса услуг по стра ный доход минус оценки платы за услуги определяются как хованию (кроме страхования жизни) могут основы- «чистые премии». По определению, «чистые премии» равны возмещениям, подлежащим выплате. Оба потока рассматри 1Например, влияние изменений цен на помидоры в начале ваются как трансферты или перераспределение средств меж сезона в общем индексе будет завышено. И наоборот, их ду домашними хозяйствами-держателями полисов. «Чистые влияние в месяцы пикового периода будет занижено. премии» не рассматриваются как расходы.

РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА пок/продаж вне сектора домашних хозяйств. Нет ос- где международный туризм является доминирующим видом экономической деятельности). Для того чтобы нований считать, что в агрегате происходит взаимное гарантировать, что веса включают расходы, поне погашение расходов. Например, многие подержан сенные иностранными туристами, и отражают все ные автомобили, приобретаемые домашними хозяй покупки потребительских товаров и услуг, произве ствами, могут быть импортированы из других стран.

денные домашними хозяйствами-резидентами или Разность между совокупными расходами и совокуп нерезидентами внутри страны, необходимо исполь ными продажами обычно определяется как чистые зовать иные источники, помимо ОРДХ. Такими расходы домашних хозяйств. На этой основе и рас источниками могут быть национальные счета или считывается вес, относящийся к бывшим в употреб статистика торговли.

лении товарам, о которых идет речь.

4.74. Если главной задачей исчисления индекса 4.69. Оценить чистые расходы на подержанные является определение изменения цен, с которым товары, за исключением расходов на подержанные сталкивается резидентное население, веса должны автомобили, практически невозможно, так как в включать расходы населения за пределами страны.

большинстве ОРДХ не собираются данные, позволя Это требует сбора данных, посредством ОРДХ, о рас ющие сравнить расходы и поступления от продаж от ходах, понесенных за пределами страны (например, дельных видов бывших в употреблении товаров.

расходы на оплату гостиниц и питания во время от Обычно указывается только итоговая сумма, полу пуска, товаров длительного пользования, медицин ченная от продажи таких товаров. Тем не менее эта ских и образовательных услуг). Возможно несколько информация позволяет приблизительно оценить объ путей построения индекса, охватывающего расходы емы и значение подобных сделок для национальной за границей:

экономики. В тех странах, где вышеназванные объе мы невелики, товары, бывшие в употреблении (за ис- – сбор данных о ценах за пределами страны ключением подержанных автомобилей), при расчете проживания;

весов индекса могут игнорироваться. – использование соответствующих субиндексов, по 4.70. Так как суммы, потраченные на покупку по- лученных от статистиков других стран, для видов держанных автомобилей, обычно значительны, при продуктов, покупаемых там резидентами;


наличии данных они должны быть включены в корзи – формирование группы резидентов, которые могли ну ИПЦ. В отсутствие достоверных данных их вес, бы сообщать информацию о ценах на покупки, тем не менее, может быть присоединен к весу новых сделанные за границей.

автомобилей.

4.75. Принимая во внимание как ограничения 4.71. Большинство стран включает расходы на то ОРДХ в отношении получения достоверных дан вары, бывшие в употреблении, в оценку весов ИПЦ, ных о расходах за границей, так и практические но эти товары не охватываются при сборе информа трудности построения индекса для таких расходов, ции о ценах (ввиду трудностей сбора информации о можно проводить расчет весов на основании об цене товара за каждый месяц и невозможности сде следований расходов без уточнения места приобре лать достоверную поправку на качество товаров, если тения. В таком случае можно получить информа они различаются). Поэтому предполагается, что цены цию о ценах только на те товары и услуги, которые на новые и бывшие в употреблении товары изменя приобретены на экономической территории стра ются одинаковым образом.

ны. Данный подход предполагает, что изменение 4.72. В тех странах, где покупки подержанных то цен на товары и услуги, приобретенные за грани варов значительны, а их цены, как считается, изменя цей, идентично изменению цен на товары и услуги, ются иными темпами, чем цены на новые товары, для приобретенные на внутренней территории.

подержанных товаров необходимы отдельные веса.

Информация может быть получена (по крайней мере, по некоторым основным товарам длительного поль Ошибки при взвешивании зования) из ОРДХ, если обследование запрашивает 4.76. Если бы все цены изменялись одинаково, данные о расходах как на новые, так и на бывшие в то веса не играли бы никакой роли. С другой сто употреблении товары.

роны, чем больше различия в динамике цен на раз 4.73. Расходы за границей и расходы, понесенные не ные продукты, тем важнее роль весов при опреде резидентами. Если ставится задача построения индек лении общего изменения цен.

са, репрезентативного в отношении изменения цен в определенной стране или регионе, структура весов 4.77. Небольшое изменение весов обычно ока должна отражать как покупки домашних хозяйств-ре- зывает очень незначительное влияние на общую зидентов, так и покупки домашних хозяйств-нерези- величину ИПЦ. Ошибка в расчете веса для некото дентов. На практике оценить долю суммарных поку- рого субиндекса имеет значение, если изменение пок, произведенных приезжими из-за границы или из субиндекса будет отличаться от среднего измене других областей, может быть сложно (не считая неко- ния ИПЦ. Как правило, чем выше вес субиндекса, торых типов покупок в тех географических регионах, тем ниже допустимый процент погрешности в его ВЕСА РАСХОДОВ И ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ ДЛЯ ИХ ПОЛУЧЕНИЯ весе. Следовательно, допустимый процент погреш- гласно исследованиям Статистического бюро Ев ности веса тем ниже, чем выше степень изменения ропейских сообществ, ИПЦ достаточно нечувст относительных цен для соответствующих статей. вителен к изменениям весов. Тем не менее в работе Наконец, понятно, что хотя ошибки при взвешива- Статистического бюро ЕС (Eurostat, 2001) предла нии могут не иметь значительного влияния на об- гается разработка процедуры контроля качества щую величину индекса, погрешности на уровне для мониторинга весов по тем продуктам, для кото подгруппы могут быть существенными. Опыт про- рых изменения цен расходятся с изменением об веденной в Австралии работы показывает, что даже щей величины индекса. Вопрос влияния погреш для продуктов с относительно большим весом мо- ностей в расчете весов на субиндекс и на общую ве гут быть допустимы 20–30-процентные погрешно- личину индекса обсуждается в работе Рамешвара сти веса (Australian Bureau of Statistics, 2000). Со- (Rameshwar, 1998).

ВЫБОРОЧНОЕ ОБСЛЕДОВАНИЕ Введение тываемых индексом. Иными словами, предполагает ся, что в оба периода генеральная совокупность пред 5.1. Для составления индекса потребительских ставлена одними и теми же продуктами и торговыми цен (ИПЦ) национальные органы статистики осу- точками, или что замены старых продуктов или торго ществляют сбор данных о ценах с помощью выбороч- вых точек на новые произошли в соотношении один к одному и без каких-либо проблем. Анализ труднос ного обследования. Более того, в практике многих тей, связанных с динамическими изменениями гене стран эту процедуру скорее следует рассматривать как ральной совокупности, представлен в главе 8, в кото состоящую из множества различных обследований, рой рассматриваются замены, обновление выборки и каждое из которых охватывает разные подсовокупно поправки на качество.

сти продуктов, включаемых в индекс. Поэтому глава 5.5. Почему используется только выборка из мно начинается с краткого описания некоторых общих жества единиц? Помимо того что охватить все про концепций формирования выборки, которые необ дукты во всех торговых точках физически почти не ходимо учитывать при рассмотрении конкретного возможно, и попытка сделать это повлекла бы непо обследования, такого как сбор информации о ценах мерно высокие затраты, качество полученных дан для ИПЦ.

5.2. Существует целевой количественный показа- ных, вероятно, будет выше при рассмотрении мень тель, например, ИПЦ, который определяется на ос- шего количества единиц благодаря привлечению к их сбору регистраторов данных, которые имеют более нове следующих составляющих:

– генеральная совокупность, которая представляет со- узкую специализацию и лучше подготовлены. Кроме того, на проведение такого исследования требуется бой конечную совокупность единиц (например, меньше времени.

продуктов);

5.6. Вероятностный отбор производится таким – одна или несколько переменных, определяемых для образом, что каждая единица (торговая точка или каждой единицы генеральной совокупности (на продукт) имеет некоторую отличную от нуля вероят пример, цена и количество);

ность включения в выборку. Например, торговые – формула, которая объединяет значения одной точки отбираются случайным образом из реестра или нескольких из этих переменных для всех еди предприятий, и при этом все торговые точки имеют ниц генеральной совокупности в единое значе равные шансы быть отобранными. Однако традици ние, называемое параметром (например, индекс онно при составлении ИПЦ для отбора торговых то Ласпейреса).

чек или продуктов используются в основном методы Интерес представляет значение данного параметра.

невероятностного отбора. Для отбора продуктов осо 5.3. Генеральная совокупность обычно рассмат бенно широко применяется метод репрезентатив ривается как трехмерный показатель. Во-первых, ных продуктов. Для формирования выборки также она имеет измерение в отношении продуктов, кото используются методы отсечения и квотного отбора рое охватывает все приобретенные продукты и ви (см. ниже). В некоторых случаях эти два метода при ды продуктов. Во-вторых, существует измерение в меняются в сочетании;

например, торговые точки отношении географического местоположения и тор отбираются с использованием вероятностных мето говых точек, которое охватывает все места и каналы дов, а продукты отбираются методом репрезентатив реализации продукта. И наконец, существует вре ных продуктов.

менное измерение, охватывающее все субпериоды 5.7. После принятия решения об использовании того периода, к которому относится индекс. Вре выборки необходимо рассмотреть два вопроса: каким меннoму измерению будет уделено меньше внима методом будет производиться отбор и как будут ния, так как в рамках короткого промежутка цены использоваться значения, полученные на основе обычно меньше подвержены изменениям, и дан выборки, для оценки рассматриваемого параметра.

ный аспект может быть учтен в спецификациях Первый вопрос отражает определение плана продуктов и торговых точек.

выборки, а второй — процедуры оценки. Сначала 5.4. В настоящей главе первые два измерения счи рассмотрим план выборки.

таются статичными на протяжении периодов, охва РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА Вероятностные методы отбора Таблица 5.1. Систематическая выборка трех из десяти торговых точек на основе вероятности, пропорциональной размеру 5.8. В настоящем разделе представлены некото рые общие концепции и методы вероятностного от- Включается бора для обследования, которые играют важную роль x нарас Численность Интервал при начале Торговая работ- тающим включения отбора в исчислении индексов цен. Данное краткое описа ников = x точка итогом в выборку с ние охватывает те концепции формирования отбора 1 13 13 1– для обследования, которые представляют непосред- 2 2 15 14– ственный интерес для исчисления индексов цен. 3 5 20 16– 4 9 29 21–29 X Полный анализ данного вопроса можно найти во 5 1 30 многих опубликованных учебниках, например, Сэрн 6 25 55 31–55 X дала, Свенссона и Ретмана (Srndal, Swensson and 7 10 65 56– Wretman, 1992) или Кокрана (Cochran, 1977). 8 6 71 66– 9 11 82 72– 5.9. В теории выборочного обследования гене 10 8 90 83–90 X ральная совокупность рассматривается как множест во, состоящее из конечного числа (N) наблюдаемых единиц, которые обозначаются j = 1,..., N. Таким об Проведение вероятностного разом, вероятностный отбор предполагает отбор n из N единиц путем присвоения каждой единице вероят отбора для индексов ности включения в выборку j. Для индексов цен осо потребительских цен бый интерес представляют два плана отбора.


5.10. При простом случайном отборе и система 5.13. Основа отбора представляет собой перечень тическом отборе все единицы имеют равную вероят всех (или большинства) из N единиц генеральной со ность включения в выборку, и мы получаем j = n/N.

вокупности. Основа может иметь слишком большой При простом случайном отборе все единицы отбира- охват, если она включает не входящие в генеральную ются с использованием какого-либо случайного ме- совокупность или дублирующиеся элементы. Она мо ханизма. При систематическом отборе единицы от- жет иметь неполный охват, если некоторые единицы бираются из основы выборки с равными интервала- генеральной совокупности не вошли в основу.

ми друг от друга, а случайным образом определяется 5.14. Основой отбора торговых точек могут слу только первая единица. Эти методы обычно реко- жить следующие источники.

мендуются в ситуациях, когда единицы достаточно • Реестры предприятий. Они должны содержать ин однородны.

формацию о местоположении предприятий роз 5.11. При отборе с вероятностью, пропорциональ- ничной торговли (с указанием адреса) и регулярно ной размеру (ВПР), вероятность включения в выборку обновляться. Если реестр содержит показатель раз пропорциональна некой вспомогательной перемен- мера предприятия (оборот или численность со ной xj, и получаем: j = nxj / = 1xj. Единицы, для ко- трудников), этот показатель является полезным j торых данная величина изначально больше 1, опреде- инструментом для проведения отбора с вероятнос ленно включаются в выборку, после чего рассчитыва- тью, пропорциональной размеру (ВПР), и поэтому ются вероятности отбора остальных единиц генераль- он также включается в параметр генеральной ной совокупности. совокупности.

5.12. Генеральная совокупность может быть раз • Телефонные справочники («желтые страницы»).

делена на страты, которые обозначаются h = 1,..., H.

Они обычно не включают показатели размера, по Таким образом, каждую страту составляют Nh единиц, и мы получаем: = 1Nh = N. Цель стратификации этому необходимо проводить простой случайный h отбор или систематический отбор. Иногда для обычно состоит в том, чтобы сгруппировать единицы, стратификации генеральной совокупности на две которые в определенном смысле однородны или объ или более категорий можно использовать неофи единение которых удобно с точки зрения админист циальную информацию о значимости различных ративных возможностей, например, если они близко торговых точек, а затем составить относительно бо расположены. Каждая страта представляет собой лее крупную выборку из более значимых страт.

уменьшенную генеральную совокупность, и в каждой • Данные местных администраций, ассоциаций из них отбор производится независимо. При состав предприятий и пр. могут использоваться при ана лении ИПЦ в качестве страт принято использовать лизе местных рынков и т.п., которые особенно элементарные агрегаты. В оставшейся части настоя важны в развивающихся странах.

щей главы рассматривается отбор в рамках одной страты, соответствующей элементарному агрегату, а 5.15. Основой отбора продуктов могут служить нижний индекс h опускается. следующие источники.

ВЫБОРОЧНОЕ ОБСЛЕДОВАНИЕ • Перечни продуктов, предоставляемые крупными Таблица 5.2. Выборка на основе распределения Парето трех из десяти торговых точек на основе предприятиями оптовой торговли, в которых ука вероятности, пропорциональной размеру зана общая стоимость продаж по видам продуктов в более раннем периоде. Общая стоимость продаж, Торговая безусловно, является показателем размера, кото- xi Ui Qi точка Выборка рый может использоваться для получения весов и 6 25 0,755509 0,036943 X проведения ВПР-отбора. 1 13 0,198082 0,207721 (X) 8 6 0,915131 0,310666 X • Перечни/прейскуранты продуктов, продавае- 9 11 0,277131 0,346024 X 10 8 0,834138 0, мых конкретными торговыми точками. Эти пе 7 10 0,709046 0, речни могут составлять сами регистраторы инфор 4 9 0,46373 0, мации о ценах, записывая наименования продук- 3 5 0,500162 1, тов, выставленных на полках. Поэтому в качестве 5 1 0,067941 1, показателя размера для ВПР-отбора может ис- 2 2 0,297524 2, пользоваться площадь полок с товаром.

торговые точки или продукты. Порядок в перечне мо Методы отбора на основе вероятности, жет иметь значение, особенно если он увязан с пока пропорциональной размеру зателем размера.

5.19. Упорядоченный ВПР-отбор. Это относитель 5.16. Для формирования ВПР-выборок существу но новый метод составления ВПР-выборок. В работе ет несколько методов. Они делятся на две основные Розена (Rosn, 1997a, 1997b) изложена теория этого категории в соответствии с тем, фиксирован или слу метода. В данном методе равномерно распределен чаен объем выборки. Фиксированный, заранее уста ное случайное число Ui, имеющее значение от нуля новленный объем выборки, несомненно, желателен до единицы, и переменная zi=nxi /i xi, где xi — пере для ИПЦ, поскольку выборка в каждой страте часто менная размера, связываются с каждой единицей невелика, и случайный объем повлек бы за собой выборки, и строится переменная ранжирования как риск получения пустого отбора. Поэтому здесь мы функция этих двух переменных. Единицы генераль представляем два метода, позволяющие получить ной совокупности затем сортируются в порядке воз ВПР-выборки фиксированного объема.

растания, и n единиц с наименьшими значениями 5.17. Систематический ВПР-отбор. Данную переменной ранжирования включаются в выборку.

процедуру лучше всего объяснить на примере. В таб Ниже приводится два важных примера переменных лице 5.1 показано, как можно получить выборку трех ранжирования Qi:

единиц из десяти. В данном случае в качестве крите • для последовательного ВПР-отбора: Qi = Ui / zi.

рия размера используется численность работников.

• для ВПР-отбора, основанного на распределении Посмотрим на перечень, в котором указана числен Парето: Qi = Ui (1 – zi )/zi (1 – Ui ).

ность нарастающим итогом и интервалы включения в 5.20. В таблице 5.2. показано, как происходит выборку. Используем общую численность в качестве отбор для той же самой, указанной выше, генераль показателя размера (в данном случае 90) и разделим ной совокупности, с использованием в качестве его на 3 (объем выборки). Получаем интервал отбора примера метода ВПР-отбора на основе распределе 30. Затем выберем случайное число от 1 до 30 (функ ния Парето. Теперь единицы генеральной совокуп ции случайных чисел заложены, например, в про ности расположены в порядке возрастания значе граммное обеспечение электронных таблиц Excel).

ния переменной ранжирования. Первый вариант Предположим, это число 25. Тогда выборка будет со выборки включает торговые точки 6, 1 и 8. Предпо стоять из торговых точек, интервалы включения ко торых содержат числа 25, 25 + 30 и 25 + 2 30. ложим, что теперь выясняется, что торговая точка не подходит для включения в выборку. Поэтому об 5.18. Систематический отбор производится легко.

ращаемся к четвертой по порядку единице — торго Однако если основа выборки имеет слишком боль вой точке 9 — и включаем ее в выборку в качестве шой охват, объем выборки не будет соответствовать замены. Таким образом, упорядоченный ВПР-отбор заранее установленному. Предположим, при первом легко сочетается с фиксированным объемом выбор посещении торговых точек обнаруживается, что тор ки и является более гибким методом по сравнению с говая точка 6 не продает включенные в выборку про систематическим отбором.

дукты. Таким образом, в выборке остается только две 5.21. Вместе с тем ни одна из двух процедур упо торговые точки. Придется либо удовлетвориться рядоченного отбора не может быть с уверенностью этим, либо попытаться каким-либо образом найти отнесена к ВПР-отбору, поскольку получаемые веро неподходящей торговой точке замену из единиц, ко ятности включения в выборку несколько отличаются торые не были отобраны основной процедурой фор от желаемых. В работе Розена (1997b), однако, ут мирования выборки. Более того, формируемая вы верждается, что для целей оценки средних и диспер борка зависит от того, в каком порядке перечислены РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА • получение данных о долях непосредственно от сий эти процедуры приближены к ВПР-отбору. В слу чае индекса цен это утверждение остается верным, респондента;

когда происходит замена элементов выборки в ре • ранжирование подгрупп/продуктов по их значи зультате слишком большого охвата. ВПР-отбор на ос мости в объеме продаж, в соответствии с получен нове распределения Парето несколько лучше после ной от респондента информацией, а затем прямой довательного ВПР-отбора, и поэтому ему следует от расчет долей или использование заранее заданных давать предпочтение.

долей;

5.22. Упорядоченный ВПР-отбор в настоящее • в случаях, когда это возможно, использование время широко применяется в сфере ИПЦ в Швеции, например, при отборе: для оценки долей площади полок с товаром;

• торговых точек из реестра предприятий (показате- • использование равной вероятности.

лем размера является численность работников +1);

5.25. Преимущества данной процедуры, соглас • продуктов из баз данных, предоставляемых но БСТ, состоят в том, что она обеспечивает объек крупными сетями розничных магазинов (пока- тивный и действенный вероятностный отбор в ситу зателем размера является объем продаж в про- ациях, когда никакая иная подобная процедура не шлые периоды);

может быть использована. Она позволяет приме нять широкие определения страт продуктов, чтобы • моделей автомобилей из базы данных зарегистри не было необходимости регистрировать цены по од рованного автомобильного транспорта (показате ной и той же строгой спецификации во всех торго лем размера является количество автомобилей, за вых точках. Широкое разнообразие конкретных регистрированных в базисный период).

продуктов существенно уменьшает компонент дис 5.23. Дополнительная информация о примене- персии отдельного вида продуктов, снижает корре нии данных процедур содержится в публикации ляцию динамики цен между регионами и позволяет Статистического управления Швеции (Statistics уменьшить объем выборки, необходимый для обес Sweden, 2001). В работе Розена (1997b) продемонст- печения заданной дисперсии.

рировано, что ВПР-отбор на основе распределения 5.26. Потенциальный риск данного подхода со Парето и систематический ВПР-отбор являются стоит в том, что если стоимость продаж регистрирует двумя оптимальными методами ВПР-отбора. ВПР- ся за очень короткий период, этот период может сов отбор на основе распределения Парето позволяет пасть со специальной кампанией по временному сни провести объективный анализ точности оценки. жению цен. Вследствие этого для продукта со времен Однако что касается окончательной точности оцен- но сниженной ценой может быть установлена более ки, то в одних ситуациях наилучшим методом явля- высокая вероятность отбора. Так как последующее ется ВПР-отбор на основе распределения Парето, а увеличение цены, вероятнее всего, превысит ее сред в других — систематический ВПР-отбор. Поэтому нее изменение, может иметь место систематическое выбор между ними определяется субъективной завышение. Следовательно, очень важно производить оценкой и практическими соображениями в кон- отбор продукта в момент, предшествующий первому кретной ситуации отбора. Учитывая высокую гиб- сбору информации о ценах, или использовать показа кость метода упорядоченного ВПР-отбора в отно- тели стоимости продаж за более ранний период. В ра шении недостатков основы выборки, что является боте Окамото (Okamoto, 1999) подчеркивается важ важным аспектом применения метода в сфере ность этого положения в Японии, где скачки цен яв ИПЦ, авторы настоящей работы в первую очередь ляются весьма распространенным явлением.

рекомендуют данную процедуру из всех процедур ВПР-отбора.

Невероятностные методы отбора Методы отбора, используемые Бюро статистики труда США 5.27. В современной статистической теории вы борочного обследования основное внимание уделяет 5.24. Бюро статистики труда США (БСТ) исполь ся вероятностному отбору. Кроме того, использова зует вероятностные методы на всех этапах формиро ние вероятностного отбора настоятельно рекоменду вания выборки. На последнем этапе отдельные про ется и является стандартной практикой для всех видов дукты в торговых точках отбираются с использовани статистических обследований, включая экономичес ем процедуры, которая должна аппроксимировать кие. Однако в практике исчисления индексов цен во ВПР-отбор с точки зрения объемов продаж каждого многих странах все еще преимущественно применя продукта. С этой целью представителям БСТ на мес ются невероятностные методы. Поэтому может быть тах разрешается использовать любые из четырех пере полезным немного остановиться на анализе рацио численных ниже процедур для определения долей в нальных и иррациональных причин этой ситуации.

объеме продаж (U.S. BLS, 1997):

ВЫБОРОЧНОЕ ОБСЛЕДОВАНИЕ В следующем разделе обсуждается несколько возмож- исчезнуть с рынка сразу после его включения в вы ных причин. Затем авторы переходят к рассмотрению борку. Следовательно, возникает проблема замены, некоторых невероятностных методов. которая также влечет за собой риски систематической ошибки. Вместе с тем динамика цен на недолговеч Причины использования ные продукты может отличаться от динамики цен на продукты, которые имеют длительный жизненный невероятностного отбора цикл, и недолговечные продукты могут играть важ 5.28. Отсутствие основы выборки. Такая ситуация ную роль на рынке, поэтому невключение их в выбор ку приведет к систематической ошибке.

часто наблюдается в отношении отбора продуктов, но 5.31. Вероятностная выборка, составленная для реже — в отношении отбора торговых точек, основой базисного периода, не является надлежащей вероятно для которого служат реестры предприятий или теле стной выборкой для текущего периода. Данный аргу фонные справочники, по крайней мере в некоторых мент несколько предвосхищает материал, рассматри странах, особенно в Западной Европе, Северной Аме ваемый в главе 8 ниже. Безусловно, верно, что защита рике и Океании. Кроме того, существует возможность от систематической ошибки, которую обеспечивает формирования основ выборки в соответствии с за вероятностный отбор, в значительной степени сво данными целями в ограниченном числе городов или дится на нет необходимостью последующих неверо населенных пунктов, которые отбираются как класте ятностных замен.

ры на первом этапе. В отношении продуктов можно 5.32. Сбор данных о ценах должен производиться отметить, что ассортимент, представленный в торго там, где есть регистраторы цен. Данный аргумент вой точке, представляет собой естественную основу применим только к географическому отбору. Безус выборки, если эта торговая точка отобрана в качестве ловно, дешевле вести сбор данных о ценах вблизи кластера, как в изложенной выше процедуре отбора, мест проживания регистраторов цен, и было бы труд используемой БСТ. Таким образом, отсутствие осно но и дорого принимать на работу и увольнять регист вы выборки не является достаточной причиной для раторов при формировании каждой новой выборки.

отказа от применения вероятностного отбора.

5.29. Систематическая ошибка в результате неве- Данную проблему можно уменьшить, обеспечив хо рошее распределение регистраторов цен по всей тер роятностного отбора пренебрежимо мала. Существуют ритории страны. Этого можно добиться, например, некоторые эмпирические доказательства в поддержку путем создания в рамках национального статистичес данного утверждения в отношении индексов высоко кого ведомства профессиональной организации реги го уровня агрегирования. В работах Далена (Daln, страторов с широкой региональной сетью, которая 1998b) и Де Хаана, Оппердуса и Шута (De Haan, работала бы одновременно над несколькими обследо Opperdoes and Schut, 1999) был смоделирован отбор ваниями. Кроме того, проблема может быть частично продуктов из товарных групп с использованием мето решена при наличии на первом этапе выборки регио да отсечения. В работе Далена было рассмотрено по нов, городов или других населенных пунктов, которая рядка ста групп продуктов, продаваемых в супермар меняется очень медленно.

кетах, и для многих групп были отмечены существен 5.33. Объем выборки слишком мал. Стратификация ные систематические ошибки субиндексов, которые, иногда производится настолько детально, что из ко однако, были почти полностью устранены после агре нечной страты может быть составлена лишь очень не гирования. Де Хаан, Оппердус и Шут использовали большая выборка. Случайный отбор 1–5 элементов данные сканирования и рассмотрели три категории иногда может приводить к тому, что полученная в продуктов (кофе, детские подгузники и туалетная бу итоге выборка воспринимается как асимметричная мага), и хотя систематические ошибки для всех этих или имеющая низкую репрезентативность. Но если категорий были значительными, среднеквадратичес индекс для данной небольшой страты не подлежит кая ошибка (определяемая как сумма дисперсии и публикации, это также не представляет существенной квадрата систематической ошибки) часто была мень проблемы. Асимметрия небольших выборок низкого ше, чем при ВПР-отборе. Систематические ошибки уровня выравнивается на более высоких уровнях аг наблюдались в обоих направлениях, и поэтому могли регирования. Тот аргумент, что объем выборки слиш интерпретироваться как являющиеся обоснованием ком мал, более обоснован в ситуациях, когда речь выводов, сделанных в работе Далена. Однако значи идет о первичных кластерах (географических райо тельные систематические ошибки все же могут быть нах), которые одновременно применяются на боль причиной для беспокойства. В обеих работах — Дале шинстве последующих уровней отбора.

на и Де Хаана, Оппердуса и Шута — отмечаются сис 5.34. Решения по формированию выборки должны тематические ошибки для многих точек индекса в приниматься на низшем уровне организации. Если реги группах, включающих один вид продукта.

5.30. Необходимо удостовериться в том, что за вы- страторы цен не имеют специальной подготовки в об ласти статистики, может быть сложно проводить ве борками можно будет вести наблюдение в течение оп роятностный отбор на местах. Такой отбор может ределенного времени. В случае неудачного составления быть необходим, если под составленную централь вероятностной выборки какой-либо продукт может РУКОВОДСТВО ПО ИНДЕКСУ ПОТРЕБИТЕЛЬСКИХ ЦЕН: ТЕОРИЯ И ПРАКТИКА ным ведомством спецификацию продукта подпадает 5.40. Отметим, что также может использоваться несколько продуктов (цен) в одной торговой точке. смешанный план, когда одна страта отбирается с оп Тем не менее в США (U.S. BLS, 1997) эта задача воз- ределенностью, к нескольким стратам применяется лагается на представителей на местах. В Швеции, где вероятностный отбор, и устанавливается точка отсе в спецификациях для отбора основных продуктов чения, ниже которой отбор вообще не производится.

(предметов первой необходимости) четко определены На практике такой план очень часто применяется, виды продуктов и размеры упаковок, отбор в торго- когда сегмент генеральной совокупности, находя вых точках не требуется. В тех странах, где обе указан- щийся «ниже точки отсечения», считается незначи ные возможности отсутствуют, полноценный вероят- тельным и, возможно, с трудом поддается измерению.



Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 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.