Задачи и система показателей статистики цен
Система показателей статистики цен включает показатели уровня, структуры и динамики цен. В экономике существует следующая система цен и тарифов: розничные цены, тарифы на услуги, оптовые (оптово-от-пускные) цены предприятия, закупочные, сметные цены (цены настрой-тельные объекты), цены внешней торговли.
В условиях рыночной экономики статистика цен имеет важное значение. Конкуренция ведет к дифференциации цен, поэтому объектом изучения становятся не только цены, но и покупки с учетом корректировки цен на возможные скидки или надбавки (например, скидка за количество покупок, постоянным клиентам, за покупки вне сезона или надбавки за рассрочку платежа, за упаковку, тару, дополнительные услуги и т. п.).
Задачи статистики цен многообразны.
1. Характеристика состояния рынка. Для этого следует отслеживать поведение цен как ответную реакцию на изменение экономической ситуации (эмиссия денег, изменение доходов населения и т. д.).
2. Изучение цены и ее динамики как фактора уровня жизни, какинди-катора инфляционных процессов.
3. Изучение цены с позиции производителя и продавца для выявления рентабельности, определения структуры цены и доли в ней налогов.
4. Международные и межрегиональные сопоставления.
В данной главе будут рассмотрены индексы цен, исчисляемые на определенных рынках, и сводные индексы, рассчитанные на их основе, а также индексы, используемые для дефлятирования агрегатов национального счетоводства.
Применяемые в статистике индексы цен представлены в табл. 14.1.
Основные формулы расчета индексов, приведенные в табл. 14.1, применяются при обобщении данных по единицам совокупности (например, по предприятиям, регионам, странам) или по элементам (например, по видам товаров), а также по единицам и по элементам.
Важной частью статистического изучения ценообразования является анализ структуры цен определенных товаров. Анализ отдельных элементов цены позволяет выявить сложившиеся условия производства и обращения конкретного товара, экономические связи между отраслями экономики. Особое значение имеет анализ структуры розничных цен. Схему разработки структуры цен рассмотрим на примере таких продуктов, как молоко, масло животное и говядина.
Таблица 14.1
Индексы цен, применяемые в статистике
В табл. 14.2 приведена структура розничных цен на продовольственные товары в 1994 г. поданным обследования, проведенного осенью 1994 г. на 500 сельскохозяйственных предприятиях, 300 перерабатывающих предприятиях агропромышленного комплекса и в 600 магазинах розничной торговли.
Таблица 14.2
Структура розничных цен*
(в % к розничной цене)
* Российский статистический ежегодник. — М.: Госкомстат России. 1995. С. 300.
Из табл. 14.2 видно, что структуру розничной цены можно представить как сумму затрат на производство, прибыли, НДС и торговой наценки.
Как известно, в статистике цен применяются индексы Ласпейреса и Пааше, агрегатные и средние из индивидуальных, индекс Фишера.
Индексы цен, рассчитанные по формуле Ласпейреса, особенно широко применяются при расчете индексов потребительских цен (ИПЦ), индексов цен производителей на промышленную продукцию по данным о ценах на товары-представители. Однако данный индекс не включает инвестиционные товары, но при этом учитываются цены на импортную продукцию.
Индексы цен, рассчитанные по формуле Пааше, как правило, охватывают более широкий круг товаров и услуг. В качестве весов используется не структура потребительских расходов, а структура товарооборота, или добавленной стоимости, или произведенной продукции в текущем периоде, поэтому они могут быть определены лишь по истечении отчетного периода. Индекс цен Пааше используется при измерении динамики цен компонентов ВВП, закупочных цен в сельском хозяйстве, сметных цен в строительстве, экспортных цен.
Индекс Ласпейреса, как правило, больше, чем индекс Пааше. Эта систематическая зависимость двух индексов известна как эффект Гершенкрона.
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.
Индексы цен производителей
Система индексов цен производителей включает индексы цен на промышленную, сельскохозяйственную, строительную и другую продукцию.
Индексы цен производителей промышленной продукции характеризуют динамику изменения цен производителей промышленной продукции.
Они определяются на основе наблюдения за изменением этих цен путем регистрации цен на товары-представители, выпускаемые предприятиями-изготовителями. Наблюдение за изменением цен производителей продукции осуществляется по выборочной сети базовых предприятий. Для расчета сводных индексов по отраслям промышленности и промышленности в целом используется отраслевая структура промышленного производства за предыдущий год.
Построение индексов цен на промышленную продукцию состоит из следующих этапов:
1) отбор базовых предприятий и товаров-представителей для наблюдения;
2) определение порядка регистрации цен;
3) выбор весов и расчетных формул.
В составе базовых предприятий должны быть представлены предприятия различных форм собственности и организационно-правовых форм. В список рекомендуется включать предприятия, наиболее типичные для данной отрасли промышленности. Наряду с крупными предприятиями в списке должны присутствовать и небольшие предприятия, так как динамика цен на мелких и крупных предприятиях может существенно различаться.
Выборочная сеть базовых предприятий формируется в два этапа. Централизованно отбирается минимум крупных предприятий, имеющих значительный вес в промышленности страны, а региональные статистические органы дополнительно вносят в этот перечень предприятия, отражающие специфику промышленности региона.
Отбор товаров для регистрации цен производится:
для наблюдения за уровнем цен на конкретные виды товаров;
для расчета индексов цен по товарным группам;
для расчета сводных индексов цен по отраслям и подотраслям и промышленной продукции в целом.
В качестве критериев репрезентативности отобранных для регистрации товаров может служить удельный вес (примерно 50% стоимости товарной продукции или добавленной стоимости) отобранных видов товаров.
Из каждой товарной группы, включающей однородные товары, отбирается 3—5 наиболее представительных видов (марок, артикулов и т. п.), по которым будут регистрироваться цены. В состав отобранных для наблюдения видов товаров должны входить только те их виды, по которым доступна ценовая информация, а также товары, на которые хотя и трудно отслеживать цены, но составляющие значительный объем в производстве региона.
В отраслях с высокой степенью обновления продукции, атакже с большим разнообразием ассортиментных групп допускается включение в набор не конкретных изделий, а малых однородных товарных подгрупп с примерно одинаковым уровнем цен.
Регистрации подлежат, как правило, фактические цены на произведенную и отгружаемую в текущем месяце на российский рынок продукцию (без НДС, акцизов и других налогов, не входящих в оптовую цену, франко-станция отправления). В состав регистрируемой цены не должны включаться дополнительные затраты предприятий сверх цены производства, такие, как затраты на транспортировку продукции и другие расходы, не предусмотренные оптовой ценой и оплачиваемые заказчиком отдельно.
В качестве базисной цены для расчета индексов цен в течение текущего года принимается цена за декабрь предыдущего года.
В качестве базисных весов по видам продукции и товарным группам на предприятиях используются данные о стоимости этих видов продукции за год, принятый за базисный, рассчитанные путем умножения товарного выпуска в натуральном выражении на среднегодовую цену.
По подотраслям и отраслям промышленности в качестве базисных весов используются стоимостные данные об объеме продукции в действующих ценах за год, принятый за базисный.
Индивидуальные индексы цен рассчитываются по следующим формулам:
Далее на основе индексов цен по конкретным товарам-представителям определяются сводные индексы цен по укрупненным товарным группам, подотраслям и отраслям промышленности в целом по промышленной продукции с использованием весов базисного года.
Для расчета сводных индексов используется модифицированная формула Ласпейреса с рекурсивной системой расчета стоимостных весов:
,
где wj0 — стоимость продукции в базисном периоде, wj0 = рj0qj0.
Приведенная формула отражает следующую взаимосвязь цепных и базисных индексов:
Рекурсивная система расчетаиндексов заключается в том, что для расчета индексов цен текущего месяца к предыдущему в качестве весов используются веса базисного периода в ценах предыдущего месяца (суммарная стоимость).
Динамика индексов цен на готовую продукцию промышленности в 1996 г. представлена ниже:
(в % к предшествующему месяцу)
| январь | февраль | март | апрель | май | июнь | июль | август | сентябрь |
| 103,3 | 102,8 | 102,6 | 102,3 | 101,1 | 101,6 | 101,2 | 102,1 | 100,3 |
На основе этих данных можно определить общее изменение (рост) цен на готовую продукцию промышленности за 9 месяцев 1996г., которое составило: (1,033´1,028´1,026´1,023´1,011´1,016´1,012´1,021´1,003 - 1)´100 = 18,7%.
В набор товаров-представителей входит 750 укрупненных товарных позиций 105 отраслей и подотраслей промышленности, в том числе 80 позиций металлургического комплекса, 200 — отраслей машиностроения, 150 — химико-лесного комплекса. Список базовых предприятий содержит около 4 тыс. ведущих объединений и предприятий промышленности.
Особую сложность представляет регистрация цен на предприятиях легкой промышленности вследствие часто обновляющегося ассортимента выпускаемой продукции, сезонности производства, смены используемого сырья и др.
Одним из подходов к регистрации цен, позволяющих избежать влияния структурных сдвигов при производстве различных моделей на индекс цен, является расчет цены на типичную модель. Под типичной моделью понимается условно рассчитанная модель, цена на которую определяется расчетным путем предприятием, исходя из цен и нормативов, действующих на предприятии в отчетном месяце. Например, на предприятиях швейной промышленности в качестве модели по группе «женское платье хлопчатобумажное» может быть выбрана модель 48 размера III роста. Цена на нее определяется условно, как сумма издержек производства, рассчитанная по нормативам расхода ткани, фурнитуры, ниток, затрат времени на пошив, и рентабельности, фактически складывающейся по данному ассортименту.
Цены на производимую продукцию могут различаться и по потребителям продукции. В табл. 14.8 приведены для международных сравнений цены на электроэнергию в некоторых странах.
Таблица 14.8
Цены на электроэнергию*
(в дол. за 1 кВт • ч)
| Для промышленности | Для домашних хозяйств | |||
| Страна | 1992г. | 1993г. | 1992 г. | 1993г. |
| США | 0,048 | 0,049 | 0,083 | 0,083 |
| Япония | 0,142 | 0,162 | 0,203 | 0,231 |
| Великобритания | 0,076 | 0,067 | 0,132 | 0,113 |
| Германия | 0,093 | 0,089 | 0,172 | 0,168 |
* Статистический бюллетень//Статкомитет СНГ. 1995. № 8 (февраль). С. 32-33.
Из табл. 14.8 видно, что отпуск электроэнергии на производственные нужды осуществляется в перечисленных странах по ценам, примерно вдвое меньшим, чем для домашних хозяйств.
Определение средних цен на однородную продукцию и их динамики также является одной из задач статистики. При этом надо воспользоваться индексами цен переменного состава, показывающими изменение средних цен на однородную продукцию. Индекс цен переменного состава исчисляется по формуле:
При этом изменение средней цены может быть обусловлено изменением цен в разных формах торговли и структурными сдвигами, т. е. перераспределением объема продаж между торговыми предприятиями разных организационно-правовых форм.
Для этого исчисляются индекс цен фиксированного состава и индекс структурных сдвигов:
Между указанными индексами существует следующая взаимосвязь:
Индексы цен на реализованную сельскохозяйственную продукцию
Индексы цен реализации сельскохозяйственной продукции — показатели динамики уровня цен реализации сельскохозяйственной продукции в отчетном периоде по сравнению с периодом, принятым за базу. Индексы разрабатываются исходя из объемов реализации продукции по разным каналам и видам продукции (без учета налога на добавленную стоимость, с учетом дотаций, надбавок к закупочным ценам и без них).
Индекс цен реализации сельскохозяйственной продукции состоит из двух групповых индексов: индекса цен реализации продукции растениеводства и индекса цен реализации продукции животноводства. Первый индекс состоит из 14 индексов (зерновые, масличные культуры, картофель, овощи (по видам) и др.), а второй — из 6 индексов (скот и птица (по видам), молоко и молочные продукты и др.).
При расчете индексов цен по товарной группе в целом по сельскому хозяйству используется агрегатная формула индекса цен Пааше:
В табл. 14.9 приведены цены реализации продукции животноводства заготовительным организациям (без учета дотаций).
Таблица 14.9
Цены реализации продукции животноводства заготовительным
организациям
| Продукция | 1994г. | 1995г. | ||
| Закупочная цена, тыс. руб. за 1 т | В разах к предыдущему периоду | Закупочная цена, тыс. руб. за 1 т | В разах к предыдущему периоду | |
| Скот и птица (в живой массе) | 986,1 | 2,8 | 3,3 | |
| Молоко | 156,2 | 3,2 | 740,7 | 4,7 |
Данные собираются по месяцам, кварталам, а также в целом за календарный год по основным видам продукции в натуральном и стоимостном выражениях от сельскохозяйственных предприятий в соответствии с действующей государственной отчетностью.
Аналогично описанным выше сводным индексам рассчитываются индексы цен в капитальном строительстве и индексы тарифов на грузовые перевозки основными видами транспорта.