Вопросы совершенствования учета сезонности при расчете индексов потребительских цен (на примере группы плодоовощной продукции)

01/01/2006 - 20:14 5130

Чепель Сергей Васильевич, доктор экономических наук. Руководитель проекта "Макроэкономический анализ и прогнозирование, формирование макроэкономических балансов и мониторинг их реализации" Центра социальных и экономических исследований при кабинете министров Республики Узбекистан.

Набиходжаев Аббас Абдупаттахович, кандидат экономических наук. Начальник отдела Министерства экономики Республики Узбекистан

Вопросы совершенствования учета сезонности при расчете индексов потребительских цен (на примере группы плодоовощной продукции)

Введение

Плодовоовощная группа товаров является одной из ведущих групп в потребительской корзине, используемой для расчета ИПЦ в Узбекистане. Её доля в потребительской корзине составляла в 2001 – 2005 г.г. 8 – 10%, определяя тем самым во многом динамику и самого ИПЦ.

Вместе с тем, испытывая на себе воздействие сезонности и большого числа других факторов, данная товарная группа является наиболее нестабильным элементом потребительской корзины. Узбекистан является одной из немногих стран мира с экстремально высокими скачками цен на плодовоовощную продукцию, которые в течение года могут меняться в 10 и более раз. Так, только в 2004 г. цены на морковь в течение года менялись от 86 сум до 272 сум (или более чем в 3 раза), на огурцы с 155 сум до 1002 сум (более 6 раз), на помидоры с 128 сум до 1277 сум (в 10 раз).

Серьезным колебаниям подвержена и структура плодовоовощной группы товаров. Например, обследования расходов домашних хозяйств за 2002-2005 годы показали, что фактическая доля бахчевых (арбузы и дыни) в структуре плодоовощной продукции колеблется от 0,0% в апреле до 26,8% в августе. Однако в расчетах в течение всего года учитывается фиксированный вес 12,2%. Аналогично по винограду диапазон колебаний составляет от 0,06% в марте до 24,2% в мае, при фиксированном весе 7,5%, помидорам - с 0,05% в феврале до 14,0% в июле, при фиксированном весе 12,8% и т.д. В этих условиях использование стандартных подходов к расчету сводного индекса по группе в целом (например, схемы Ласпейреса или Пааше) может привести к искаженной оценке ИПЦ как в зимне – весенний период, так и летне – осенний период.

Надо отметить, что Узбекистан из-за транспортной отдаленности («double locked country») не может сглаживать сезонность потребления за счет импорта, а ориентируется в основном на собственное производство, которое вследствие климатических условий подвержено сезонности.

Общие принципы к выбору методики расчета сводного индекса цен по плодовоовощной группе товаров

Для получения более надёжных оценок возможностей и особенностей различных подходов к учету фактора сезонности при оценке ИПЦ нами выполнены сопоставительные расчеты сводных индексов цен плодоовощной группы продукции на основе реальной статистики за 2004 год по 16 видам овощей и фруктов.

С точки зрения методики расчета ключевыми являются вопросы о том, какая схема учета структуры потребления при расчете сводного индекса цен наиболее адекватно отражает особенности рынка плодоовощной продукции Узбекистана, как точнее учесть фактор сезонности, отразить внутригодовую ценовую динамику в годовом индексе, как формировать накопленный индекс цен. Использование стандартных методов устранения фактора сезонности может и не дать желаемого результата, т.к. предложение плодоовощной продукции зависит не только от сезонности, но и от погодных условий, урожайности, масштабов экспорта ее в соседние государства и т.д.

В ходе анализа тестировались 5 методов получения сводного индекса цен для плодоовощной группы потребительской корзины. Каждый из этих методов исходит из определённых предпосылок, имеет свои достоинства и ограничения.

Метод Ласпейреса

Данный метод наиболее распространен при расчёте сводных индексов цен, и основан на сопоставимости месячных индексов в структуре потребления, которая принимается неизменной для всех месяцев отчётного года.

Результаты расчетов показывают, что сводной индекс цен по плодоовощной группе в 2004 году составлял 0,970. Этот показатель заметно выше уровня ИПЦ за 2004 год, рассчитанных с использованием других методов. Это объясняется применением постоянных весов структуры потребления, что не отражает вышеотмеченную специфику, реально существующей на рынке плодоовощной продукции в Узбекистане.

Методика расчета ИПЦ по переменным весам, рекомендованной технической миссией МВФ

Метод Ласпейреса при расчете уровня инфляции по индексу потребительских цен (ИПЦ) в Республике Узбекистан был внедрен в статистическую практику начиная с 1994 года. Вместе с тем, МВФ, в свое время, также рекомендовал в расчетах ИПЦ по плодоовощной продукции использовать переменные веса. При этом по другим группам товаров предлагалось применять фиксированные веса.

С учетом этого вторая методика реализует следующие подходы:

  1. Для каждого месяца по данным бюджетных обследований расходов домашних хозяйств за последние три года определяются средние потребительские расходы в натуральном выражении по каждому из 16 наименований важнейших видов плодоовощной продукции.
  2. За каждый месяц по каждому наименованию плодоовощной продукции определяются средне республиканские цены на прошедший год путем взвешивания областных цен по весу области в потребительских расходах республики.
  3. Определяются стоимостные веса по каждому виду плодоовощной продукции за каждый месяц путем умножения средне республиканских месячных цен на средние потребительские расходы в натуральном выражении за последние три года.
  4. Рассчитываются средне месячные республиканские цены (Picp) за прошедший год по каждому наименованию плодоовощной продукции, путем отношения суммы стоимостных весов по конкретному виду плодоовощной продукции на сумму средних потребительских расходов в натуральном выражении по этому же виду плодоовощной продукции за последние три года за каждый месяц.
  5. Определяется стоимость потребительской корзины за каждый месяц, путем умножения средних потребительских расходов в натуре за последние три года за каждый месяц на средне месячные республиканские цены за прошедший год по каждому наименованию плодоовощной продукции.
  6. Рассчитываются удельные веса каждого вида плодоовощной продукции в группе плодоовощной продукции за каждый месяц (W) путем деления стоимости потребительских расходов по конкретному виду плодоовощной продукции за определенный месяц на стоимость потребительских расходов по всей группе плодоовощной продукции за этот же месяц.

В месте с тем, вышеописанная методика не в полной мере отражает происходящие структурные изменения в потребительских расходах домашних хозяйств по плодоовощной продукции, поскольку все расчеты основаны на долгосрочных индексах (LTR). Например, декабрьский индекс (рост цен в декабре текущего года по отношению к декабрю предыдущего года, LTR12), характеризующий рост цен в течение всего года основывается на структуре декабря месяца и поэтому этот индекс не может учитывать структурные изменения, происходящие в течение года.

Кроме того, ретроспективный анализ темпов инфляции за январь-декабрь 2004 года показал, что рассчитанные по этой методике показатели ИПЦ не коррелируются с денежно-кредитной и фискальной политикой, проводимой в республике.

Схема отражения внутригодовой динамики структуры потребления в накопленном индексе цен

Ещё одно ограничение первых двух методов состоит в том, что внутригодовая динамика цен никак не влияет на годовой накопленный годовой индекс LTR12. Действительно, индексы LTR12 определяются отношением декабрьских цен текущего года продукта i к декабрьским ценам предыдущего года и, следовательно, внутренняя ценовая динамика не влияет на сводный годовой индекс цен LTR12.

Решение проблемы включения внутригодовой динамики цен в алгоритм оценки годового индекса связано с использованием других подходов, использующих специальные приемы для учета происходящих структурных изменений в потребительской корзине.

Метод Ротвелла

Если в предлагаемой методике МВФ при взвешивании использовались ежемесячные веса, то данный метод предусматривает при взвешивании использование простых среднеарифметических весов, получаемых из двух смежных месячных весов. Такой подход не отражает специфику сезонности потребления плодоовощной продукции в Узбекистане, когда объемы потребления в двух смежных месяцах (например, март-апрель для плодов, июнь-июль – для бахчей) могут сильно различаться. Неудивительно поэтому, что результаты расчетов по методу Ротвелла всего на 0,009 отличается от индекса с фиксированной корзиной по методу Ласпейреса.

Если применить модифицированную формулу Ротвелла, которая предусматривает использование усредненных кумулятивных весов, то получается точно такой же результат, как и при использовании метода Ласпейреса. Несмотря на маленькую разницу между годовыми результатами этих двух подходов, результаты отдельных месяцев сильно различаются (график 3).

Метод Торнквиста

Данный подход предполагает использование известной формулы Торнквиста. Как показывают расчеты, использование формулы Торнквиста для специфических особенностей Узбекистана можно считать более приемлемым, нежели формулы Ротвелла, поскольку формула Торнквиста более полно охватывает влияние структурных изменений (LTR12=0,957).

Использование модифицированной формулы Торнквиста, которая предусматривает использование осредненных кумулятивных весов, еще более полно позволяет учитывать структурные изменения в потребительской корзине (LTRi12=0,942). Отличия между двумя формулами Торнквиста изображены в графике 4.

Метод переменного состава

Данный подход, как и методы Ротвелла и Торнквиста (формулы без модификации) не в полной мере улавливает происходящие внутри года структурные изменения, но позволяет расчленить индекс на фактор чистого изменения цен (i) и на фактор структурных сдвигов (ii).

Результаты расчетов по данной системе индексов цен показали, что индекс цен переменного состава за декабрь 2004 года по группе плодоовощной продукции составил LTR12=0,935, индекс цен постоянного состава – 1,018 и индекс влияния структурных сдвигов – 0,918.

Между выше рассмотренными тремя индексами существует следующая взаимосвязь:

Индекс цен переменного состава = Индекс цен постоянного состава * Индекс влияния структурных сдвигов, или:

0,935 = 1,018 * 0,918

Полученные результаты позволяют сделать следующий вывод:

За 2004 год цены по плодоовощной группе с учетом структурных изменений в среднем снизились на 6,5%, в том числе за счет чисто структурного фактора на 8,2%. Но чисто ценовые изменения показывают рост цен на 1,8%.

Несмотря на достоинство рассматриваемого подхода, заключающегося в возможности расчленения изменений на чисто ценовые и структурные факторы, на наш взгляд, и он не в полной мере улавливает происходящие структурные изменения внутри года, ограничившись лишь сопоставлением структуры потребления декабря текущего года и декабря предыдущего года (график 2).

Метод Госкомстата Республики Узбекистан

Основанный на предложениях Министерства экономики, применяемый Госкомстатом Республики Узбекистан с 2004 года метод расчета ИПЦ по плодоовощной продукции основан на использовании цепных индексов, каждый из которых учитывает структурные изменения каждого месяца.

Расчет ИПЦ по группе плодоовощной продукции

Как показывают результаты расчетов, данный подход, на наш взгляд, более полно улавливает происходящие структурные изменения внутри года.

Слабой стороной данной методики расчета индексов цен является возможное незначительное смещение результатов в ту или иную сторону. Однако, погрешности по данному методу значительно меньше, чем по другим методикам, которые не учитывают специфические условия резких изменений структуры потребления плодоовощной продукции в Узбекистане.

У некоторых ученых-статистиков и просто экономистов, вероятно, может возникнуть вопрос: в чем различие последней пятой методики от индекса Сауэрбека, который повсеместно критикуется специалистами и экспертами по статистике.

В бывшей советской статистике практически все индексы цен (например, индексы розничных и оптовых цен) рассчитывались по методике Сауэрбека. Некоторым визуальным сходством методики Госкомстата с методом Сауэрбека является то обстоятельство, что в ней также долгосрочные индексы рассчитываются через краткосрочные индексы. Отличительной особенностью предлагаемой методики является то, что сами краткосрочные индексы в нашем подходе исчисляются не впрямую через соотношения цен текущего месяца с ценами предыдущего месяца и взвешенные по фиксированным весам, как это применяется в методе Сауэрбека, а через условные долгосрочные индексы с ежемесячным изменением весов внутри плодоовощной группы. Данный подход позволяет значительно полнее учесть внутригодовые структурные изменения в потребительских расходах домашних хозяйств.

Выводы

  1. В большинстве рассмотренных выше методик с использованием того или иного варианта структуры потребления при расчёте годового накопленного сводного индекса LTR12, теряется вся промежуточная информация о ежемесячной структуре потребления (W1i , W2i , … ,W11i).
  2. Чтобы избежать потери этой информации, т.е. учесть внутригодовую помесячную динамику структуры потребления, необходимо перейти к иной схеме формирования накопленного индекса. На первом её этапе формируется месячная динамика сводного индекса исходя из месячной (не накопленной) динамики ценовых индексов, а затем, используя полученные оценки STRt, формируется накопления динамика LTRt.
    При этом используется вся динамика весов Wti t = 1 ¸ 12; а сами результаты по накопленному индексу LTRt заметно отличаются от оценок, полученных по предыдущим четырем методам, особенно для второй половины отчётного периода.
  3. Cхема перехода к накопленному индексу (метод индекса цен переменного состава) расширяет аналитические возможности оценки LTRt. Для каждого месяца t в этом случае в сводном индексе может быть выделено две его составляющие: рост цен по плодоовощной группе товаров за счёт непосредственно роста цен на продукты (при неизменной структуре потребления) и изменение цен, вызванное сдвигами в структуре потребления.
  4. Анализ этих составляющих показывает, что структурные сдвиги оказывали в отчётном периоде на сводный накопленный индекс LTR12 существенное воздействие, снижая его на 8,2 п.п.. Это было связано со снижением в структуре потребления весов тех видов плодоовощной продукции (лук, свекла, морковь), месячные рост цен на которые были наиболее высокими по отношению к другим видам овощей и фруктов.
  5. Пятая методика расчета ИПЦ, предусматривающая ежемесячную корректировку в потребительской корзине доли основных видов продукции внутри плодоовощной продукции, исходя из реального изменения структуры потребления и основанная на расчете долгосрочных индексов используется в статистической практике Узбекистана, и может быть рекомендована для других стран со сходными условиями сезонных колебаний, влияющих на структуру потребления.

Основной вывод

Выбор метода расчета индекса цен может оказать существенное влияние на оценку годового сводного индекса. Об этом свидетельствуют результаты тестирования методов 1 – 5, для которых значения индекса меняется от 0,475 (5-метод) до 1,018 (4-метод, без учета структурных сдвигов). С методологической точки зрения предпочтение необходимо отдавать тем методам, которые используют всю внутреннюю информацию по весам и отдельным ценовым индексам, а также обладают большими аналитическими возможностями. В этом отношении, как нам представляется, наиболее перспективным следует считать 4 и 5 методы в сочетании с подходом к учету внутренней динамики накопленного сводного индекса цен. Вместе с тем, по мере появления новой статистической отчетности, необходимо продолжить подобное исследование с более широким использованием современных эконометрических методов анализа временных рядов.

Сравнение индексов цен по группе фрукты, овощи и бахчевые за январь-декабрь 2004 года, рассчитанных с использованием различных методов

(рост цен к декабрю 2003 г., в разах)