![](/user_photo/2706_HbeT2.jpg)
- •2005. Содержание
- •Введение
- •1. Социально-экономическая сущность инфляции
- •1.1. Понятие инфляции
- •1.2. Последствия инфляции
- •1.3. Виды и формы инфляции
- •1.4. Причины инфляции
- •2. Статистическое изучение инфляции
- •2.1. Система показателей инфляции.
- •2.2. Проблемы анализа и краткосрочного прогнозирования инфляции российской экономики.
- •2.3. Методическое обеспечение анализа инфляции.
- •2.4. Проблемы прогнозирования инфляции
- •2.5. Зависимость между годовыми темпами экономического роста и инфляции.
- •3. Социально-экономические последствия инфляции
- •4. Пример расчета показателей инфляции
- •Заключение
- •Список используемых источников
2.2. Проблемы анализа и краткосрочного прогнозирования инфляции российской экономики.
“Инфляция представляет собой единство трех важнейших процессов:
балансирование спроса и предложения на макроэкономическом уровне;
перераспределение добавленной стоимости между отдельными субъектами хозяйственных отношений;
извлечение ими инфляционного дохода.
Взятые в совокупности, эти процессы соответствуют выполнению инфляцией в финансовой сфере балансировочной, перераспределительной функции, а также функции восполнения дефицита финансовых ресурсов хозяйствующих субъектов, занятых в производственном секторе экономики.
В
отечественной практике инфляция
определяется как изменение индекса
потребительских цен (ИПЦ), расчет которого
входит в исключительную компетенцию
Госкомстата России. Будучи одним из
основных макроэкономических показателей,
ИПЦ исчисляется органами социальной
статистики ежемесячно и представляет
собой темп изменения (обычно выраженный
в %) стоимости на внутреннем рынке
специально выбранного набора товаров
и услуг – потребительной корзины. Если
в месяце (t-1) потребительская
корзина стоила,
а в месяцеtтот же самый
набор товаров стоил
,
то ИПЦ за данный месяц рассчитывается
как соотношение:
,
в
котором символ
означает ИПЦ или темп изменения
потребительских цен по итогам месяцаt.
Обозначив
инфляцию за месяц за tчерез,
имеем по определению:
С учетом последнего равенства, очевидно, что встречающийся в ряде публикаций термин “ темпы роста инфляции” не может быть признан в научном плане вполне корректной формулировкой. Более уместно говорить о росте либо снижении уровня инфляции (или просто инфляции) по сравнению с предыдущим методом на то или иное число процентных пунктов”. {7}
2.3. Методическое обеспечение анализа инфляции.
“Пусть,
как и прежде,
- это темп изменения потребительских
цен за месяцt. Введем
дополнительно следующие обозначения:
-
темп изменения обменного курса рубля
к доллару США, рассчитанного в среднем
за месяц tна основе данных
Банка России, по отношению к аналогичному
показателю в месяцеt-1;
- темп изменения
цен производителей промышленной
продукции за месяц t;
- инфляционные
ожидания в месяце t;
- темп изменения
денежного агрегата МО за месяц t-1.
Исходя из предположения, что все вышеназванные показатели представлены не в процентах, а в относительных величинах, можно сформулировать следующую линеаризованную с помощью натуральных логарифмов экономическую модель индекса потребительских цен:
[1]
(t=1,2,…,T)
Данное уравнение обладает, по крайней мере, двумя преимуществами. Если ИПЦ за месяц tне слишком высок (обычно, не больше 1,03-1,04), то процедура логарифмирования этого индекса с хорошей точностью воспроизводит соответствующее значение в этом смысле [1] можно интерпретировать как экономическую модель инфляционных процессов в секторе домохозяйств.
Следует подчеркнуть еще одно важное обстоятельство. Суть его состоит в том, что расчет коэффициентов эластичности в [1] одновременно решает одну из главных задач анализа динамики ИПЦ – задачу оценки влияния на этот индекс (либо на инфляцию) каждой из учитываемых экзогенных переменных.
Параметры
,…,
определяются как коэффициенты
регрессионного уравнения на априорно
выбранном базисном периоде 0<=t<=T.
Необходимое для этого программное
обеспечение имеется в любых современных
пакетах обработки статистической
информации, которые вычисляют множественные
коэффициенты корреляции, дают оценки
для
,…,
,
рассчитывают их стандартные ошибки и
соответствующие значения критерия
Стьюдента (t– критерия)
и др. В таблице 3 представлены отдельные
характеристики модели ИПЦ за последние
три года.
Таблица 3
Год
|
Коэффициенты эластичности
|
t-статистика эластичностей
| |||||||
а1
|
а2
|
а3
|
а4
|
а1
|
а2
|
а3
|
а4
| ||
1998
|
0,65
|
0,24
|
0,29
|
0,03
|
5,2
|
4,2
|
3,9
|
4,3
| |
1999
|
0,45
|
0,22
|
0,23
|
0,05
|
10,8
|
2,1
|
2,2
|
2,2
| |
2000
|
0,13
|
0,10
|
0,48
|
0,06
|
4,6
|
3,7
|
12,1
|
5,9
|
Как видно из данных таблицы, в 2000г. резко снизилась зависимость ИПЦ от валютного курса, что явилось следствием проводимой в стране денежно – кредитной политики. Существенно сократилось влияние на ИПЦ динамики цен в сфере промышленного производства. И напротив, доминирующую роль в формировании инфляции стали играть поведенческие установки населения.
Следует
отметить, что расчет стандартных ошибок
является необходимым, но отнюдь не
достаточным условием для вывода
относительно статистической значимости
полученных оценок параметров
,…,
.
Для каждого из них строится доверительный
интервал с априорно выбранной
доверительной вероятностью (обычно
равной 95%). Центром интервала является
численное значение параметра регрессии,
а длина равна удвоенному произведению
стандартной ошибки на соответствующее
теоретическое значение
t– критерия”. {1}.