Статистика цен

цены каждого сорта, среднюю цену за каждый квартал, а также определить

влияние изменения индивидуальных цен и перераспределения продаж между

сортами товара на изменение средних цен.

Расчет индекса средних цен

| | |тыс. |Кол-во | |Товароо| млн.| |руб. |Индивид.|

|Сорт |Цена |руб. |шт. |---''-|борот | | | |у |

| | | | |-- | | | | | |

| | | | | | | | | | |

|Товар|1 |II |I |II |pi0qi0 |pi1qi|pi0qi1|pi1qi0|индекс |

|а |кварта|кварта|квартал|кварта| |1 | | |цен |

| |л |л | |л | | | | |ip |

| |pi0 |pi1 |Qi0 |qi1 | | | | | |

| | | | | | | | | 40| |

|А |40 |80 |500 |200 |20 |16 |8 | |2,0 |

| | | | | | | | | 21| |

|Б |50 |70 |300 |600 |15 |42 |30 | |1,4 |

| | | | | 200| | | | 18| |

|В |60 |90 |200 | |12 |18 |12 | |1,5 |

|Итог | | | | 1000 | | | | | |

| | | |1000 | |47 |76 |50 |79 | |

Во второй части таблицы рассчитаны товарооборот базисного и текущего

кварталов, индивидуальные индексы цен и условный товарооборот каждого

сорта: выручка магазина при условии продажи товаров во II квартале по ценам

I квартала. Средняя цена товара в I квартале составляла 47 тыс. руб. (47

млн. руб./1 тыс. шт.), во II квартале - 76 тыс. руб. Система индексов имеет

вид:

76 1000 76 50

1000

47 1000 50 47 1000

1,61=1,52(1,06

Если бы произошедшие изменения цен не сопровождались структурным

перераспределением продаж, то средняя цена товара выросла бы в 1,52 раза, а

только изменение структуры продаж вызвало бы рост средней цены на 6%.

Одновременное воздействие двух факторов увеличило среднюю цену продаж на

61%.

Основной формой индекса цен для совокупности разнородных товаров является

агрегатный индекс. Цены различных товаров (например, конфет и компьютеров)

складывать бессмысленно. Несуммируемость элементов совокупности

преодолевается путем взвешивания каждой цены по количеству проданных

товаров. Сумма произведений цен товаров на их количество составляет

товарооборот совокупности товаров. Чтобы выявить непосредственно изменение

цен, необходимо зафиксировать показатели количества на одном из уровней:

базисного периода времени (формула Ласпейреса)

[pic]pi 1qi 0

IpЛ =

( 6 )

[pic]pi 0qi 0

или текущего периода времени (формула Пааше)

[pic]pi 1qi 1

IpП=

( 7 )

[pic]pi 0qi 1

Четкость интерпретации, экономический смысл и удобство практического

расчета формулы Ласпейреса сделали ее самой популярной в мире для расчета

индекса потребительских цен, который показывает, во сколько раз изменились

бы потребительские расходы в текущем периоде по сравнению с базисным, если

бы при изменении цен уровень потребления оставался прежним. Такой расчет

корректен при отсутствии значительных количественных и качественных

изменений в структуре потребления (во времени и по территории, если индекс

рассчитывается для нескольких регионов).

Изучение динамики розничных цен (например, для получения дефлятора,

позволяющего рассчитать стоимостные показатели от четного периода в

сопоставимых ценах) должно быть максимально приближено к совокупности

товаров, произведенных в отчетном периоде. Результат расчета по формуле

Пааше показывает, во сколько раз сумма фактических затрат населения на

покупку товаров больше (меньше) суммы денег, которую население должно было

бы заплатить за эти же товары, если бы цены оставались на уровне базисного

периода.

Ограниченными возможностями регистрации цен объясняется использование

различных модификаций формул Ласпейреса и Пааше:

[pic]ip pi 1qi 0

IpЛ =

( 8 )

[pic]pi 0qi 0

[pic]pi 1qi 1

IpП=

( 9 )

[pic](1/ip)(pi 0qi 1

Статистическим анализом доказано, что в долговременном аспекте формула

Пааше занижает реальное изменение цен вследствие общественной отрицательной

корреляции (относительный вес товара падает, если цена его возрастает), а в

случае долгосрочных и международных сопоставлений разница между индексами,

взвешенными разными способами, составляет несколько процентов (до 30-50%).

Значения индексов, вычисленных по формулам Ласпейреса и Пааше, совпадают

лишь в случае почти невозможного на практике совпадения структуры товарной

массы базисного и отчетного периодов. Установлено, что различия числовых

значений этих индексов могут определяться тремя факторами: вариацией

индивидуальных индексов цен (Vip), объемов (Viq) товаров и коэффициентом

корреляции (rpq), измеряющим стохастическую связь между этими

индивидуальными индексами. В целом зависимость между индексами имеет вид:

IpП / IpЛ = 1+ rpq(

Vi p ( Vi q

( 10 )

Vi p = (i p / IpЛ; (ip = [pic](ip -

IpЛ)[pic](pi 0qi 0 ( 11 )

[pic]pi 0qi 0

Viq = (iq / IqЛ; (iq = [pic](iq- IqЛ)[pic]( pi

0qi 0 где iq = q1/q0; ( 12 )

[pic]pi 0qi 0

[pic] (ip - IpЛ)(iq- IqЛ)

pi 0qi 0

rpq =

: ((i p (

(i q) ( 13 )

(ковариация) [pic]pi 0qi 0

Так как Vip и Viq положительны, то знак выражения IpП / IpЛ зависит от

знака rpq , таким образом IpП > IpЛ в случае, если цены и количество

товаров имеют тенденцию в одном направлении (rpq >0), т. е. в условиях

диктата поставщика. При рынке доминирующего спроса, разнообразии товаров,

конкуренции IpП < IpЛ (рост цен вызывает относительное снижение объема

покупок).

Пример.

По условиям предыдущего примера сделаем необходимые расчеты (конечно, трех

уровней недостаточно для достоверной оценки вариации, в данном случае это

упрощает расчеты примера) .

Расчет показателей связи индексов

| | ip - IpЛ| (ip - | iq| iq- IqЛ| (iq- |

|Сорт | |IpЛ)[pic]( | | |IqЛ)[pic] ( |

| | |( pi0qi0 | | |( pi0qi0 |

| | | | | | |

|А |2,0-1,68=0,32|2,048 |0,4|0,4-1,06=-0,6|8,712 |

| | | | |6 | |

| | | | | 2,0-1,06= | |

|Б |1,4-1,68=-0,2|1,176 |2,0|0,94 |13,254 |

| |8 | | | | |

| | | | | | |

|В |1,5-1,68=0,18|0,389 |1,0|1,0-1,06=-0,0|0,043 |

| | | | |6 | |

| ИТОГ | | | | | |

| |-0,14 |3,613 |- |0,22 |22,009 |

IpЛ = 1,68;

IqЛ = 1,06;

(ip = 3,613/47=0,277;

(iq = 22,009/47=0,684;

Vip = 0,277/1,68=0,165;

Viq = 0,684/1,06=0,646;

rpq =-0,903;

IpП / IpЛ =0,9.

Разница в значениях индексов в основном определяется взаимным влиянием

изменений цен и количества, в значительной степени - вариацией

количественных изменений и незначительно - вариацией цен.

Доказано, что наилучший линейный индекс лежит между индексами, вычисленными

по формулам Ласпейреса и Пааше. Зарубежные статистики пытались найти

компромиссную формулу.

Формула Эджворта - Маршалла:

[pic]pi1((q1+q0)/2)

IЭ-М=

( 14 )

[pic]pi0((q1+q0)/2)

Формула ( 14 ) улавливает сдвиги в структуре покупок, но при вязана к

условной структуре товарооборота, не характерной ни для одного реального

периода, не имеет прямого экономического смысла. Ее расчет встречает

препятствия в сборе материалов, как и расчет по формуле Пааше.

Наиболее удачным компромиссом многие экономисты считают «идеальный» индекс

Фишера:

IФ =

IpП ( IpЛ (

15 )

который оценивает не только набор товаров базисного периода по ценам

текущего, но и набор товаров текущего периода по ценам базисного.

Применяется в случае трудностей с выбором весов или значительного изменения

структуры весов.

Разновидностью розничных цен являются цены на продукты массового

(общественного) питания. Они образуются на базе розничных или оптовых цен

на продукты, покупаемые предприятиями массового питания с добавлением

наценки, возмещающей издержки на переработку продуктов и дающей прибыль.

Непосредственная регистрация цен продукции массового питания практически

невозможна из-за большого разнообразия ее состава и отсутствия стабильной

единицы измерения. Поэтому для расчета индекса цен на продукцию массового

питания исчисляют индекс цен на израсходованные продукты и товары,

проданные на предприятиях массового питания, и индекс ценовых факторов

наценки (Inp). Последний, в свою очередь, состоит из двух индексов: индекса

норм наценок (т. е. процента наценки к цене продукта) и индекса изменения

самих цен:

[pic]n1p1q1 [pic]n1p1q1

[pic]n0p1q1

=

( ( 16 )

[pic]n0p0q1

[pic]n0p1q1 [pic]n0p0q1

где n - норма наценки товара;

k - число i - x разновидностей товаров.

Так как расход продуктов в производстве продукции массового питания

учитывается в стоимостных единицах, то для расчета используется формула

среднего гармонического индекса:

[pic]n1p1q1

Inp =

( 17 )

[pic](1/inp)n1p1q1

где inp = in ( ip =

n1p1 / n0p0

( 18 )

Формула индекса цен массового питания имеет вид:

[pic]p1q1 + [pic]n1p1q1 [pic]p1q1

+ [pic]n1p1q1

Ip = =

( 19 )

[pic]p0q1 + [pic]n0p0q1 [pic](1/ip) p1q1 +

[pic](1/inp)n1p1q1

Индексы при систематическом расчете из года в год образуют индексные ряды.

Различают базисные ряды (цены каждого года сравниваются с ценами года,

принятого за базу) и цепные (характеризующие изменение цен по сравнению с

предыдущим годом). Веса индексов ряда могут быть постоянными (на уровне

одного года), и тогда произведение цепных индексов даст базисный индекс.

Применение системы переменных весов (по количеству товаров отчетного года)

в индексном ряду цен порождает ошибку при переходе от цепных индексов к

базисным и обратно (произведение Iцеп > Iбаз), так как позитивна корреляция

между текущим изменением цен и прошлым изменением количества проданных

товаров. Эта ошибка мала, если корреляционная связь между изменением цен и

количества проданного товара незначительна. На практике система цепных

индексов (достоинство - сокращает период сравнения, ограничивает круг

несопоставимых товаров) используется для коротких периодов, затем

осуществляется поправка по формуле базисного периода, так как за длительный

период ошибка накапливается.

Численные значения индексов, рассчитанных по различным формулам на основе

одних и тех же данных, отличаются и порой значительно, особенно в годы

резких изменений уровня цен и связанного с этим изменения структуры спроса.

Отдать предпочтение одной формуле трудно: разные цели диктуют применение

индексных форм, имеющих разный экономический смысл. Отказ от концепции

единственного индекса цен в пользу концепции системы индексов позволит дать

обобщающую характеристику и оценку основных причин изменения розничных цен.

Но поскольку все же индексный метод не универсален, а отражает лишь

тенденцию движения цен, то нельзя требовать большей определенности от

рассчитанных индексов. Кроме того, на чистоту результатов огромное влияние

оказывает достоверность исходных материалов, особенно ошибка выборки,

степень представительности товаров, включенных в расчет.

6. МЕТОДЫ ОЦЕНКИ УРОВНЯ И ДИНАМИКИ ИНФЛЯЦИИ.

Одной из самых важных характеристик состояния экономики любой страны

является уровень инфляции, который проявляется в росте общего уровня цен.

Рост уровня цен неравнозначен понятию «инфляционный рост цен», так как

может включать изменение цен, обусловленное изменением качества продукции и

услуг. Не существует единого статистического показателя, способного

отделить один из другого, тем более что оценка изменения качества не

возможна без привлечения экспертных методов. Поэтому адекватная оценка

инфляции возможна только с использованием развернутой системы показателей.

Для наиболее общей характеристики уровня инфляции в мировой практике

используются два показателя. Индекс потребительских цен (ИПЦ) позволяет

оценить уровень инфляции на потребительском рынке.

%

[pic]

месяц

Текущий индекс потребительских

цен

(по результатам еженедельного

наблюдения

в 132 городах России)

1994 год.

Дефлятор валового национального продукта (ВНП; в России этот показатель

называется дефлятор валового внутреннего продукта (ДВВП)) оценивает степень

инфляции по всей совокупности благ, производимых и потребляемых в

государстве, учитывает не только изменение цен товаров народного

потребления, но и цен товаров, используемых в государственных интересах,

инвестиционных, экспортируемых и импортируемых товаров и услуг. В

большинстве стран ИПЦ публикуется ежемесячно, в кризисных условиях -

еженедельно. Периодичность расчета ДВВП квартальная или годовая. Это

связано с относительной сложностью его расчета.

ИПЦ рассчитывается по формуле Ласпейреса. В «чистом» виде эта формула

применяется в статистике Великобритании для построения индекса розничных

цен (retail price index - RPI). В этом случае уровень инфляции по сравнению

с любым периодом, принятым за базу, определяется по формуле

[pic]ptq0

I =

( 20 )

[pic]p0q0

В США (consumer price index - CPI ) используется другая формула рассчета:

[pic]ptqf

I =

( 21 )

[pic]p0qf

где qf -веса, фиксированные на каком-либо конкретном уровне f, или

усредненное потребление за несколько периодов времени. Это позволяет

напрямую сравнивать показатели текущего периода с любым другим, а не только

с годом обследования потребительских расходов, проводя такие обследования

один раз в несколько лет. В масштабах большой страны это немаловажно. В

России в годы интенсивного раскручивания инфляционной спирали используемая

для расчетов структура потребления товаров и услуг остается неизменной в

течение года и ежегодно обновляется, а ИПЦ исчисляется за каждый месяц и

нарастающим итогом с начала года по модифицированной формуле Ласпейреса:

[pic](pt/pt-1)( pt-1q0

I =

( 22 )

[pic]p0q0

ДВВП (ДВНП) в большинстве стран определяется по методу Пааше. Известная

формула может быть представлена в виде:

номинальный ВВП [pic]ptqt

I =

( 23 )

реальный ВВП

[pic]p0qt

Отечественная практика расчета ДВВП имеет некоторые особенности: сначала с

помощью индексов цен или физического объема (в зависимости от имеющейся

базы) производится постатейная переоценка ВВП, рассчитанного по методу

конечного использования, в ценах предыдущего года. Затем по формуле Пааше

рассчитывается цепной ДВВП. Базисный ДВВП одределяется путем перемножения

всех годовых ДВВП в промежутке от отчетного до - базисного года.

Основным показателем динамики инфляции служит норма инфляции:

N=It - It-1 / It

( 24 )

где It и It-1 - индексы цен смежных периодов.

Норма инфляции показывает, на сколько процентов изменился уровень инфляции

за данный период времени. Если N составляет 1 - 9%, инфляция называется

«ползучей», 10 - 99% - «галопирующей». В случае 50% в месяц - экономика

«больна» гиперинфляцией.

Кроме основных (обобщающих) показателей инфляции статистика рассчитывает

показатели, характеризующие уровень инфляции в отдельных секторах экономики

и т. д. (индекс цен производителей, индекс оптовых цен на отдельные товары,

конечную и промежуточную продукцию, сырье и материалы).

Для измерения инфляции используется индекс покупательной способности

денежной единицы, показывающей, во сколько раз обесценились деньги:

IП.С.= 1

/ Ip

( 25 )

Например, если индекс цен составил 125%, т. е. цены вы росли на 25% по

сравнению с каким-либо уровнем, то покупательная способность рубля за этот

же период времени снизилась на 20%:

1/1,25=0,8; (1 -

0,8)( 100%=20%.

Этот показатель может исчисляться по отношению к денежной единице текущего

или базисного года; например, динамический ряд покупательной способности

рубля в условиях инфляции может иметь вид: 5,838 1,903 1,529 1,281

1,000 (текущий год принят за базу) 1,000 0.326 0,262 0,220 0,171

Темп инфляции текущего периода по сравнению с начальным периодом ряда

Тинф(t) определяется двумя способами:

1) Тинф(0) =(П.С.Р.(о) -1) ·100,

( 26 )

где П.С.Р.(0) - покупательная способность рубля начального (базисного)

периода;

1-

П.С.Р.(1) (

2) Тинф(1) = П.С.Р.(1) 100,

( 27 )

где П.С.Р.(1) - покупательная способность рубля в последнем (текущем)

периоде.

(1-0,171 )/0,171 ( 100=484.

При построении прогноза уровня инфляции применяются традиционные методы

прогнозирования: метод экспертных оценок, экстраполяции и т. д. Кроме того,

исчисляется показатель количества лет (месяцев) - t , за которое уровень

цен изменится в n раз:

t=

lgTn. ( 28 )

Например, увеличение цен в 3 раза при имеющемся темпе роста ( Т ) за год

125% произойдет за 5 лет.

Одной из составляющих инфляции является денежная масса, не обеспеченная

соответствующим количеством товаров и услуг. Величина денежной массы

зависит от количества денег в обращении и от скорости их обращения.

Теоретически относительный рост денежной массы при замедлении оборота денег

может не привести к инфляции, например, если повышены процентные ставки на

депозиты. Но, как правило, не обеспеченный товарами выпуск денег побуждает

покупателей к быстрой их реализации, что увеличивает скорость оборота денег

и усиливает разбег инфляции. Величина товарной массы, второй составляющей

инфляции, зависит от ее физического объема и цен товаров. Поскольку

товарная и денежная масса стремятся к рыночному равновесию, то рост средних

цен товарной массы определяется размером изменения ее физического объема,

массы денег в обращении и скорости их обращения. Рассмотрим пример.

Динамика денежной массы

|Исходные данные, млрд, |Базисный год |Текущий год |Темп роста |

|руб | | | |

|Д е н е ж н а я м а с с| | | |

|а: | | | |

| на начало года | 945,0 | 1541,0 | |

| | | |1,631 |

| на конец года | 1511,0 | 11328,0 | |

| | | |7,497 |

| в среднем за год | 1243,0 | 6434,5 | |

| | | |5,177 |

|В В П: | | | |

| в текущих ценах | 1822,3 | 22900,0 | 12,567|

| в постоянных ценах | 1822,0 | 1500,0 | |

|базисного года | | |0,823 |

Отсюда дефлятор ВВП составил: 22900/1500=15,27.

Размер инфляции равен: (15,27-1)·100=1427%.

Количество оборотов денеж·ной массы (отношение ВВП в текущих ценах к

среднегодовой денежной массе):

в базисном году: 1822,3: 1243,0=l,466;

в текущем году: 22900,0: 6434,5=3,559.

Ускорение оборачиваемости в текущем году по сравнению с базисным: 3,559:

l,466=2,427.

Дефлятор ВВП также можно определить через изменение денежной массы,

скорости оборота денег и физического объема ВВП: 15,27=5,177(2,427:0,823.

Таким образом, общий размер инфляции прямо пропорционален росту денежной

массы и увеличению скорости обращения денег и обратно пропорционален росту

товарной массы ( в постоянных ценах).

Денежная масса рассчитывается государственной статистикой как оборот и

остатки наличных и безналичных денежных средств, сумма всех доходов с

учетом размера накоплений, взносов и платежей; товарная масса - как

товарооборот и продажа услуг, денежные расходы населения на покупку товаров

и услуг или ВВП.

Степень соответствия товарной и денежной массы оценивается с помощью ряда

показателей:

- соотношения денежной и товарной массы в статистике и динамике;

- соотношения темпов роста денежной эмиссии и цен;

- соотношения темпов роста доходов и цен.

Изменение номинальных доходов ( p1q1-p0q0 ) складывается из изменения

реальных (пересчитанных в сопоставимые цены) доходов ( p0q1-p0q0 ) и роста

доходов за счет изменения цен ( p1q1-p0q1 ). Сопоставление

этих показателей покажет размер потерь (прироста) реальных доходов, или

насколько рост доходов населения возмещал его потери от обесценения денег.

Аналогично осуществляется анализ реальных потерь денежных накоплений

населения.

В качестве информационной базы для анализа инфляции используются различные

источники. Цены на товары и услуги-представители собираются статистикой

методом выборочного наблюдения; структура потребительских расходов

определяется статистикой семейных бюджетов в ходе регулярных обследований;

система статотчетности получает данные о товарообороте; сведения о денежной

массе статорганы получают от банков; баланс денежных доходов и расходов

населения позволяет определять затраты на приобретение товаров и услуг.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ.

Статистика цен образует самостоятельный блок в статистике рынка. Ее

показатели помогают исследовать действие рыночного механизма и вместе с тем

органично входят в систему показателей уровня жизни, финансовой

деятельности, служат в качестве дефляторов любых стоимостных показателей.

Анализ цен - важное условие статистического обеспечения ценообразования в

маркетинге.

Основная задача статистики цен - отразить и проанализировать состояние и

поведение цен, т. е. их уровень, колеблемость и динамику. Этой цели

соответствует и система показателей статистики цен.

Современная методология регистрации цен соответствует международной

статистической практике и базируется на использовании выборочного метода.

Регистрируются цены товаров-представителей, входящих в стандартизованный

набор - потребительскую корзину. Цены регистрируются в отобранных

поселениях, а в их пределах - по выборочной сети предприятий. Показаны

отличия данной системы от практиковавшейся ранее в условиях плановой

экономики. Обосновывается необходимость перехода к действующей системе.

Раскрыта методология изучения уровня и структуры цен. На ряду с расчетом

средних цен вводится показатель отношения цены к среднему доходу

потребителя как наиболее обобщающий и объективный показатель уровня цен,

позволяющий к тому же дифференцировать понятие «уровень цен» по социальным

группам населения.

Показаны основные методы анализа колеблемости цен в увязке с принципами

действия рыночного механизма. Рассмотрена проблема изучения влияния

качества товара на уровень его цены. Отмечая, что цены образуют единую

взаимосвязанную систему, авторы обращают особенное внимание на анализ

соотношений цен, их эластичности (изменчивости) под влиянием различных

факторов, в том числе перекрестной эластичности цен. Приводятся методы

региональных сопоставлений цен. Рассматривается социальная дифференциация

цен с позиций покупательских предпочтений.

Центральным моментом в анализе цен остается использование индексного

метода. Авторы знакомят с различными концепциями индексов цен, раскрывают

современную методологию построения индексов цен, соответствующую

международной практике, объясняют преимущества и недостатки индекса

Ласпейреса, показывают потенциальные возможности других индексных систем.

Анализ динамики цен увязан с задачами оценки инфляционного процесса,

показаны методы изучения инфляции.

В целях создания инструмента ценообразования и регулирования цен

предпринято моделирование влияния комплекса факторов на уровень и динамику

цен. На этой основе разрабатываются методы изучения тенденций и

прогнозирования цен.

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ.

1. “Статистика рынка товаров и услуг”.

Под редакцией И.К.Беляевского.

Москва, “Финансы и статистика”, 1997 год.

2. “Общая теория статистики”. Четвертое издание.

Под редакцией А.А.Спирина, О.Э.Башиной.

Москва, “Финансы и статистика”, 1997 год.

3. “Общая теория статистики”.

Под редакцией Ефимовой М.Р., Петровой Е.В.,Румянцева В.Н.

Москва, “Инфра-М” , 1997 год.

4. “Вопросы статистики”.

Журнал, № 12, 1995 год.

5. “Экономикс”.

Stanley L.Brue, Campbell R. McConnell .

Москва, “Республика” 1992 год .

-----------------------

Наблюдение цен на

Прямое наблюдение цен на основе прейскурантов, статистической

отчетности.

Прямое наблюдение цен по разным каналам реализации товаров и услуг.

Индивидуальные индексы потребительских цен,дифференцированные.

По товарам По каналам реализа- По территории.

(услугам). ции.

Веса по данным бюджетных обследо- ваний (потребитель-ская корзина ) .

Веса по данным о структуре и реализации товаров и услуг.

Индекс-дефлятор

Индекс стои-мости жизни (ИПЦ)

Индексы стоимости жизни, дифференцированные по территории.

Индексы стоимости жизни, дифференцированные по соц.-экономическим группам

населения.

Страницы: 1, 2, 3