Порядок расчета ипц
ИПЦ рассчитывается в несколько этапов. Сначала определяются индивидуальные индексы цен товара (услуги) по городу как частные oт деления средних цен:
В свою очередь средние цены отчетного и базисного периодов р1 ир0 по каждому регистрируемому товару рассчитываются по формуле простой средней арифметической, т. е. как сумма зарегистрированных цен в разных точках, деленная на число зарегистрированных цен.
где n — число зарегистрированных цен.
На базе индивидуальных индексов цен по территориям, участвующим в наблюдении, определяются агрегатные индексы цен отдельных товаров, товарных групп и услуг в целом по региону, Российской Федерации.
В качестве территориального весаиспользуется удельный вес численности населения на начало текущего года обследуемой территории в общей численности населения Российской Федерации. Следует отметить, что в качестве территориальных весов целесообразно было бы принять долю реализации соответствующих товаров в общем объеме продаж, но поскольку на уровне района, города такие данные отсутствуют, а также в целях упрощения расчетов в качестве территориальных весов можно принимать долю численности населения каждого отобранного региона.
Исходя из агрегатных индексов по товарам и услугам в целом (или группам товаров и услуг) и доли расходов на их приобретение в потребительских расходах населения определяются сводные индексыцен в целом по группам потребительских товаров и услуг, а также ИПЦ по региону, экономическому району, Российской Федерации в целом.
В качестве формулы для расчета ИПЦ используется формула Ласпейреса:
где I— индекс цен /-го периода по сравнению с базисным периодом;
p — ценаi-го товара или услуги соответственно в базисном иi-м периоде.
В качестве весов при расчете ИПЦ используются потребительские расходы населения, получаемые в результате обследования домашних хозяйств. Для уточнения удельного веса отдельных статей потребительского набора используются также информация о структуре розничного товарооборота, экспертные оценки и другие источники.
При стабильной экономике изменение структуры потребительских расходов происходит относительно медленно. В этих условиях веса, используемые для расчета ИПЦ, изменяются в среднем один раз в 4—5 лет. Тогда можно использовать следующую формулу расчета:
где d — веса, зафиксированные на каком-либо/-м уровне.
При этом цены текущего периода сравниваются с ценами любого другого, а не только с ценами года, в котором проводилось обследование потребительских расходов.
В настоящее время в связи с тем, что в России в условиях нестабильной экономики структура потребительских расходов из года в год существенно изменяется, используется метод корректировки среднегодовых весов, который позволяет максимально приблизить веса базисной потребительской корзины к условиям текущего периода.
Динамика индексов цен в России представлена в табл. 3.
Таблица 3 Индексы цен* (декабрь к декабрю предыдущего года; в разах)
|
1995г. |
1996 г |
1997г. |
1998г. |
Все товары и услуги |
2,31 |
1,218 |
1,110 |
1,844 |
продовольственные товары |
2,23 |
1,177 |
1,091 |
1,960 |
непродовольственные товары |
2,16 |
1,178 |
1,081 |
1,995 |
платные услуги населению |
3,32 |
1,484 |
1,225 |
1,183 |
* Россия в цифрах: Крат. стат. сб./Госкомстат России. — М., 1999. С. 354—355.
ИПЦ, рассчитанный по формуле Ласпейреса, показывает, как изменились бы потребительские расходы в текущем периоде по сравнению с ценами в базисном, если бы уровень и структура потребления остались без изменения. Однако структура потребительских расходов изменяется, поэтому принято считать, что индекс Ласпейреса завышает инфляцию, а индекс Пааше ее занижает.
По мнению Р. Торвея, известного английского специалиста в области статистики труда, не существует однозначного ответа на вопрос о том, что «в идеале» должен измерять ИПЦ*. Различия между «идеальными» индексами не могут игнорироваться, так же как различия между используемыми формулами индексов, например индексами Пааше и Ласпейреса Поэтому может существовать разница между тем, что измеряет ИПЦ и что требуется измерить. Кроме того, проблемы, связанные с изменением качества товаров, в основном остаются нерешенными. Мировая практика выработала хороший ориентир в определении числа групповых индексов, в соответствии с которым их число 200 или 300 вполне достаточно.
Наиболее сложным при расчете ИПЦ в российской статистической практике является сбор первичной информации о ценах. По-прежнему основная проблема при регистрации цен связана с тем, что каждый месяц наблюдается отсутствие какой-либо разновидности товара или данных по базовому предприятию торговли и возникают трудности с обеспечением сопоставимой ценовой информации.
Сводный индекс потребительских цен на товары и платные услуги населению измеряет уровень инфляции. Для индексации заработной платы используется индекс цен по набору товаров и услуг без учета товаров необязательного пользования.
В табл. 4 показана упрощенная схема расчета ИПЦ. В качестве исходной информации взята стоимость оплаты муниципального жилья в отдельных районах области за декабрь 1992 г. и январь—июнь 1993 г.**
Таблица 4
Схема расчета ИПЦ
|
|
Тариф, руб , Pl | ||||||
Районы, области |
Доля численности |
1992г, |
1993 г | |||||
k |
населения, dk |
декабрь, |
январь, |
февраль, |
март, |
апрель, |
май, |
июнь, |
|
|
p0 |
p1 |
p2 |
p3 |
p4 |
p5 |
p6 |
1 |
0,5471 |
2,25 |
2,25 |
2,25 |
2,25 |
2,25 |
2,25 |
7,0 |
2 |
0,1096 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
3,00 |
3,0 |
7,0 |
3 |
0,0633 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
7,0 |
4 |
0,1309 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
2,0 |
2,0 |
70 |
5 |
0,0535 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
7,0 |
7,0 |
6 |
0,0954 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
0,13 |
7,0 |
Итого по области |
1,0000 |
1,29 |
1,29 |
1,29 |
1,29 |
1,85 |
2,22 |
7,0 |
Индекс к предыдущему месяцу |
|
1 |
1 |
1 |
1 |
1,434 |
1,2 |
3,153 |
к декабрю 1992 г |
|
1 |
1 |
1 |
1 |
1,434 |
1,721 |
5,426 |
** Вопросы статистики 1996 №3 С 53—60
В строке «Итого по области» рассчитаны средние арифметические из тарифов по району, взвешенных по доле численности населения Например, в январе 1993 г. средним тариф оплаты муниципального жилья составил
где pt — средняя цена (тариф) по области в ;-м месяце;
pkl — тарифk-го района вi-м месяце,dk — доля численности населенияk-ro района области.
Аналогично можно рассчитать средние тарифы в другие месяцы Сравнивая средние тарифы, получаем цепные и базисные индексы тарифов.
Из анализа динамики средних тарифов видно, что за полугодие тарифы выросли в 5,426 раза, в основном их рост произошел в июне, когда тарифы по сравнению с маем выросли в 3,153 раза.
Полученные индексы по анализируемому виду услуг можно использовать для построения агрегатного ИПЦ по всем товарным группам Но данный метод расчета применяется для определения индекса цен (тарифов) по однородным товарам (услугам) и не применяется для товарных групп, в которые входят товары с разными качественными характеристиками (например, отдельные виды одежды, обуви, тканей) Для расчета индекса цен по таким позициям в целом по региону принят алгоритм (табл 5).
Сводные индексы по области (к предыдущему месяцу) рассчитываются как средние арифметические из индивидуальных индексов, взвешенных на агрегированный показатель, определяемый как произведение доли численности населения на уровень тарифов каждого района (p0k dk).
Таблица 5 Индивидуальные индексы тарифов по отдельным регионам
Районы области, k |
Индексы к предыдущему периоду, |
| |||||
январь |
февраль |
март |
апрель |
май |
июнь | ||
А |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
1 |
1,231 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
3,11 |
2 |
0,014 |
1 |
1 |
1 |
23,077 |
1 |
2,33 |
3 |
0,008 |
1 |
1 |
1 |
1,0 |
1 |
53,846 |
4 |
0,017 |
1 |
1 |
1 |
15,385 |
1 |
3,5 |
5 |
0,007 |
1 |
1 |
1 |
1,0 |
53,846 |
1 |
6 |
0,012 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1,0 |
53,846 |
Итого по области к предыдущему месяцу |
1,29 |
1 |
1 |
1 |
1,434 |
1,287 |
3,906 |
Сводные базисные индексы (к декабрю 1992 г.) рассчитываются по формуле:
Для их расчета определим базисные индивидуальные индексы по районам области (табл. 6).
Сводные цепные индексы показаны в нижней строке табл. 5. Их расчет приведен для апреля, так как для января, февраля и марта сводные индексы, как и индивидуальные, равны I:
Таблица 6 Базисные индивидуальные индексы по районам области
Районы области, k | ||||||
|
январь |
февраль |
март |
апрель |
май |
июнь |
А |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
3,11 |
2 |
1 |
1 |
1 |
23,077 |
23,077 |
53,846 |
3 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
53,846 |
4 |
1 |
1 |
1 |
15,385 |
15,385 |
53,846 |
5 |
1 |
1 |
1 |
1 |
53,846 |
53,846 |
6 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
53,846 |
Итого индекс тарифов к декабрю 1992г. |
1 |
1 |
1 |
1,434 |
1,721 |
5,425 |
Базисные индексы по районам области получим на основе цепных из табл. 5, используя соотношение между ними:
июнь/декабрь = январь/декабрь * февраль/январь * март/февраль * апрель/март * май/апрель * июнь/май
Сводные базисные индексы по области приведены в нижней строке табл. 6:
Такой метод расчета сводных индексов тарифов позволяет учитывать не только долю численности населения, потребляющего услуги по данным тарифам, но и уровень базисных цен (тарифов) в каждом районе. Дифференциация тарифов по районам значительная: от 0,13 до 2,25 в декабре и от 0,13 до 7,0 в мае, поэтому цепные сводные индексы, приведенные в табл. 4 и 5, отличаются как в мае, так и в июне, т. е. в те месяцы, когда тарифы изменялись практически во всех районах.
Полученные таким образом сводные индексы по товарам или товарным группам далее агрегируются на уровне республики с учетом структуры потребительских расходов. В табл. 7 приведена в сжатой форме структура потребительских расходов по основным товарным группам.
Таблица 7 Структура потребительских расходов по основным товарным группам
(по данным обследования бюджетов домашних хозяйств]
|
Доля расходов в суммарных потребительских расходах | |
1997 г |
1998 г | |
Все товары и услуги |
1,0 |
1,0 |
Продовольственные товары, включая алкогольные напитки |
0,486 |
0,560 |
Непродовольственные товары |
0,365 |
0,301 |
Платные услуги |
0,149 |
0,139 |
Для исчисления индекса стоимости прожиточного минимуманеобходим нормативный подход к формированию потребительской корзины: сопоставляется набор (перечень и количество) товаров и услуг, необходимый для обеспечения прожиточного минимума, который оценивается по ценам отчетного и базисного периодов.
Для расчета прожиточного минимума определяется набор из 25 основных продуктов питания. Наряду с ежемесячной регистрацией цен по полному перечню товаров и услуг проводится еженедельная регистрация цен и тарифов на товары и услуги, входящие в состав необходимого социального набора из 37 наименований.
Стоимость набора из 25 основных продуктов питания рассчитывается исходя из годовых норм потребления, необходимых для мужчины трудоспособного возраста, и применяется для сопоставления уровня цен на продукты питания по разным городам. В набор входят: хлеб ржаной и пшеничный — 68,7 кг, рис — 3,7 кг, вермишель — 5,2 кг, сахар — 20,7 кг, масло растительное — 6,4 кг, масло сливочное — 2,5 кг, мясо — 8,4 кг, куры — 17,5 кг, колбаса вареная — 0,45 кг, колбаса варено-копченая — 0,35 кг, молоко — 123,1 л, сметана — 1,6 кг, сыр — 2,3 кг, яйца — 151,4 шт., картофель — 124,2 кг, капуста свежая — 28,1 кг, лук репчатый - 28,4 кг, яблоки — 19,4 кг, творог — 9,9 кг, маргарин — 3,9 кг.
Выбор этого перечня обусловлен тем, что перечисленные товары oотносительно постоянно присутствуют в продаже по всей территории России, что позволяет обоснованно анализировать динамику стоимости набора продуктов.
Стоимость набора из основных продуктов питания определяется по Москве и Санкт-Петербургу, столицам республик, краевым и областным центрам в расчете на месяц.