Индекс потребительских цен
Основным назначением индекса является оценка динамики цен на потребительские товары. В резолюции Международной организации труда (МОТ) зафиксировано, что «целью расчетов ИПЦ является оценка изменения во времени общего уровня цен на товары и услуги, приобретаемые, используемые или оплачиваемые населением для непроизводственного потребления»*.
Система ИПЦ, рассчитываемых в России, включает:
сводный ИПЦ, характеризующий изменение стоимости фиксированного (базового) полного набора потребительских товаров и услуг, приобретаемых в среднем на одну семью (по структуре потребления семей по данным бюджетных обследований);
ИПЦ для отдельных социально-экономических групп населения, характеризующие изменение стоимости фиксированных наборов потребительских товаров и услуг, приобретаемых группами населения с различным уровнем доходов. Для каждой группы населения (например, пенсионеров) могут исчисляться групповые индексы цен;
индекс стоимости прожиточного минимума, характеризующий изме-' нение стоимости фиксированного набора потребительских товаров и услуг, соответствующего минимальному потребительскому бюджету;
ИПЦ, рассчитываемый по набору из 25 наименований продуктов;
сводные индексы цен в целом по группам продовольственных, непродовольственных товаров и услуг, а также ИПЦ по региону, экономическому району.
Каково бы ни было назначение индексов, международные рекомендации исходят из принципа целесообразности исчисления индекса по всему кругу потребляемых благ без каких бы то ни было исключений табачных или иных товаров, расцениваемых как необязательные или нежелательные.
Основой для расчета ИПЦ служат индивидуальные индексы розничных цен на потребительские товары и тарифов на платные услуги населению, рассчитываемые на основании еженедельной и ежемесячной регистрации цен и тарифов по набору товаров (услуг)-представителей.
Расчет ИПЦ осуществляется:
к предыдущему месяцу (или периоду);
к декабрю предыдущего года (или кварталу);
к соответствующему месяцу (или периоду) предыдущего года, например, январь 1999 г. к январю 1998 г.
Информационной базой для исчисления индексов цен и тарифов являются данные магазинов, рынков, палаток, уличной торговли, предприятий сферы услуг, т. е. регистрация цен и тарифов осуществляется в момент и по месту реализации товаров и услуг.
Наиболее важным вопросом является, охватит ли индекс все регионы страны или их часть. С одной стороны, разработка индекса на основе регистрации цен, охватывающей лишь часть страны, может быть дешевле; с другой — некоторым пользователям индекса необходимо, чтобы индекс охватывал всю страну. На практике достаточно широко рассчитывается индекс с использованием данных только по городским поселениям. Это вызвано тем, что регистрация цен в сельской местности сопряжена с большими трудностями и обходится весьма дорого. Вместе с тем динамика цен на селе практически аналогична динамике цен в городе.
Невозможно и нецелесообразно регистрировать цены в каждом населенном пункте и каждой торговой точке, всех товаров и услуг, поэтому необходима выборка населенных пунктов, торговых точек, товаров (ус-луг)-представителей, которая должна осуществляться поэтапно. Сначала необходимо провести отбор населенных пунктов, где намечается проводить наблюдение за динамикой цен и тарифов.
Наблюдение проводится на территории субъектов Российской Федерации. Ценовая информация собирается во всех столицах республик, краев, областей, автономных округов и выборочно в районных центрах, отобранных с учетом их представительности в отражении социально-экономического и географического положения регионов и степени насыщенности потребительского рынка товарами и услугами.
Наблюдение осуществляется на предприятиях торговли и сферы услуг всех видов собственности и форм организации торговли, а также в местах реализации товаров и предоставления услуг физическим лицам. Для регистрации отбираются крупные, средние, мелкие торговые предприятия и организации сферы услуг, расположенные как в центральной части города, так и на его окраинах. При выборе предприятий торговли используются данные налоговой инспекции. Для отбора базовых предприятий торговли и сферы услуг, осуществляемого органами государственной статистики на местах, применяется метод основного массива.
В набор товаров и услуг, разработанный для еженедельного наблюдения за ценами, репрезентативно включены товары и услуги массового потребительского спроса, а также отдельные товары и услуги необязательного пользования (легковые автомобили, ювелирные изделия из золота). Набор состоит из трех крупных групп: продовольственные товары (100), непродовольственные товары (201) и платные услуги (81 наименование) — всего 382 товаров и услуг.
Каждая группа представлена конкретными товарами (услугами) или малыми товарными подгруппами. По мере появления новых видов платных услуг или перехода бесплатных услуг в категорию платных (услуги образования, здравоохранения и др.) в набор для расчета ИПЦ включаются новые позиции.
Ежемесячно регистрация цен и товаров на потребительском рынке проводится в столицах республик в составе России, краев и областей по 559 товарам с конкретными потребительскими свойствами. Перечень товаров с конкретными потребительскими свойствами включает 200 позиций по продовольственным товарам и 359 по непродовольственным.
Перечни объектов для ежемесячной регистрации цен (по 382 товарам (ус-лугам)-представителям) и ежемесячного наблюдения за товарами с конкретными потребительскими свойствами должны быть взаимоувязаны. Для расчетов индексов по регионам в районных центрах еженедельно регистрируются цены по 49 товарам (услугам)-представителям. При этом регистрируется фактическая цена товара, имеющегося в свободной реализации, включающая НДС и акцизы'. Регистрация цен проводится еженедельно по понедельникам. Товары и услуги, цены (тарифы) на которые не подвержены резким изменениям, регистрируются в пятницу предшествующей недели.
Порядок расчета ИПЦ
ИПЦ рассчитывается в несколько этапов. Сначала определяются индивидуальные индексы цен товара (услуги) по городу как частные от деления средних цен:
В свою очередь средние цены отчетного и базисного периодов р̅1и р̅0 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 п — 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 веса используется 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 индексы цен 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 Ласпей-реса:
где Ip — индекс цен i-го периода по сравнению с базисным периодом;
pj0, pj1 — цена i-го товара или услуги соответственно в базисном и t-мпериоде.
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 това-роооборота, 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 djf — веса, зафиксированные на каком-либо f-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. 14.3.
Таблица 14.3
Индексы цен*
(декабрь к декабрю предыдущего года; в разах)
| 1995 г. | 1996 г. | 1997г. | 1998 г. | |
| 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. 14.4 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 14.4
Схема расчета ИПЦ
| Районы, эбласти, k | Доля численности населения, dk | Тариф, руб., Рkj | ||||||
| 1992 г., декабрь, Pk,0 | 1993г. | |||||||
| январь, Pk,1 | февраль, Pk,2 | март, Pk,3 | апрель, Pk,4 | май, Pk,5 | июнь, Pk,6 | |||
| 0,5471 | 2,25 | 2,25 | 2,25 | 2,25 | 2,25 | 2,25 | 7,0 | |
| 0,1096 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 3,00 | 3,0 | 7,0 | |
| 0,0633 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 7,0 | |
| 0,1309 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 2,0 | 2,0 | 7,0 | |
| 0,0535 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 7,0 | 7,0 | |
| 0,0954 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 0,13 | 7,0 |
Продолжение табл. 14.4
| Итого по области | 1 ,0000 | 1,29 | 1,29 | 1,29 | 1,29 | 1,85 | 2,22 | 7,0 | |
| Индекс к преды- дущему месяцу | 1,434 | 1,2 | 3,153 | ||||||
| к де- кабрю 1992г. | 1,434 | 1,721 | 5,426 | ||||||
В строке «Итого по области» рассчитаны средние арифметические из тарифов по району, взвешенных подоле численности населения. Например, в январе 1993 г. средний тариф оплаты муниципального жилья составил:
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. Поданный 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. 14.5).
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 (р d):
Аналогично можно рассчитать средние тарифы в другие месяцы. Сравнивая средние тарифы, получаем цепные и базисные индексы тарифов:
Таблица 14.5
Индивидуальные индексы тарифов по отдельным регионам
| Районы области, k | dkpk,0 | Индексы к предыдущему периоду   | |||||
| январь | февраль | март | апрель | май | июнь | ||
| А | |||||||
| 1,231 | 3,11 | ||||||
| 0,014 | 23,077 | 2,33 | |||||
| 0,008 | 1,0 | 53,846 | |||||
| 0,017 | 15,385 | 3,5 | |||||
| 0,007 | 1,0 | 53,846 | |||||
| 0,012 | 1,0 | 53,846 | |||||
| Итого по области к преды- дущему месяцу | 1,29 | 1,434 | 1,287 | 3,906 |
Сводные цепные индексы показаны в нижней строке табл. 14.5. Их расчет приведен для апреля, так как для января, февраля и марта сводные индексы, как и индивидуальные, равны 1:
Для их расчета определим базисные индивидуальные индексы по районам области (табл. 14.6).
Таблица 14.6
Базисные индивидуальные индексы по районам области
| Районы области, k | Индексы к декабрю 1992  | |||||
| январь | февраль | март | апрель | май | июнь | |
| А | ||||||
| 3,11 | ||||||
| 23,077 | 23,077 | 53,846 | ||||
| 53,846 | ||||||
| 15,385 | 15,385 | 53,846 | ||||
| 53,846 | 53,846 | |||||
| 53,846 | ||||||
| Итого индекс тарифов к декабрю 1992г. | 1,434 | 1,721 | 5,425 |
Базисные индексы по районам области получим на основе цепных из табл. 14.5, используя соотношение между ними:
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. 14.4 и 14.5, 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. 14.7 приведена в сжатой форме структура потребительских расходов по основным товарным группам.
Сводные базисные индексы по области приведены в нижней строке табл. 14.6:
Таблица 14.7
Структура потребительских расходов по основным товарным группам
(по данным обследования бюджетов домашних хозяйств)
| Доля расходов в суммарных потребительских расходах | ||
| 1997г. | 1998г. | |
| Все товары и услуги Продовольственные товары, включая алкогольные напитки Непродовольственные товары Платные услуги | 1,0 0,486 0,365 0,149 | 1,0 0,560 0,301 0,139 |
Для исчисления индекса стоимости прожиточного минимума необходим 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 относительно 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.