Добавил:
Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:
лекции статистика / стат_цен.doc
Скачиваний:
22
Добавлен:
29.03.2015
Размер:
287.23 Кб
Скачать

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 nчисло 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;

pценаi-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 ptсредняя цена (тариф) по области в ;-м месяце;

pkl — тарифk-го района вiмесяце,dkдоля 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.

Соседние файлы в папке лекции статистика