В статье обоснована возможность применения международного индекса цен для внутрирегиональных сопоставлений. На примере продемонстрирован недостаток расчета индекса цен территориально-пространственных сопоставлений.
Ключевые слова: индекс цен, система национальных счетов, индекс территориально-пространственных сопоставлений.
Для государств, имеющих федеративное устройство, или объединяющих несколько экономически относительно самостоятельных территорий (например, США, Великобритания и др.) возникает необходимость внутристрановых территориальных сопоставлений.
Для России, объединяющей не только различные области, но и республики, края, имеющие значительные различия в специализации экономики и темпах развития, межрегиональные сопоставления имеют очень большое значение [1]. Эти сопоставления важны не только с точки зрения уровня экономического и социального развития регионов, но и с точки зрения эффективности функционирования региональных органов власти и управления. Указа Президента Российской Федерации от 21 августа 2012 г. N1199 «Об оценке эффективности деятельности органов исполнительной власти субъектов Российской Федерации» предлагает более 50 показателей, характеризующих все сектора экономики и виды деятельности.
Проводятся опросы населения регионов, с целью определения удовлетворенности граждан эффективностью работы региональной власти.
Большинство граждан оценивают работу региональной власти исходя из повышения (снижения) уровня жизни, т. е. сопоставления роста своих доходов и роста цен на товары и услуги.
Если с сопоставлением уровня доходов все более или менее ясно (показатели имеют единую единицу измерения (руб.), структура доходов на территории одного государства имеет примерно одинаковую структуру во всех регионах), то с сопоставлением цен вопрос более сложный и неоднозначный.
Эту задачу чаще всего решают с помощью индексов пространственно-территориальных сопоставлений. Индексы пространственно-территориальных сопоставлений — это индексы, которые позволяют сравнить между собой уровни одних и тех же экономических явлений, наблюдающихся на разных территориях. Их расчет более сложен, чем расчет традиционных (динамических) индексов, что связано с различиями между регионами в структуре цен и количества потребляемых товаров. Эти различия гораздо значительнее, чем между периодами.
Для исчисления территориальных индексов применяются особые формулы, которые разработаны на основе положений двух теорий индексов: аксиоматической и экономической.
В аксиоматической теории индексов сформулирован ряд требований к индексам с точки зрения формальной логики (например, требования факторной пробы, обратимости во времени, тождественности и др.) Так, требование тождественности означает, что если цены в отчетном периоде не изменились по сравнению с ценами в базисном периоде, то общий индекс цен должен быть равен единице независимо от изменения физического объема. Другое требование этой теории — пропорциональность индексов.
В экономической теории индексов содержится концептуальная основа для поиска «истинного» индекса. Так, истинный индекс цен можно получить, сопоставив расходы потребителей в текущем и базисном периодах при условии, что они обеспечивают равную полезность потребителям при разных ценах, т. е. фактические расходы потребителей сравниваются с условными, гипотетическими, которые при разных ценах в двух периодах обеспечивают одинаковую полезность. Это сравнение и должно обеспечить расчет «истинного» индекса цен. Заметим, что статистики не оперируют категорией полезности, а имеют дело с конкретными товарами и услугами. Таким образом, теория выражает некий общий теоретический подход к разработке индексов.
В специальной литературе не прекращается дискуссия об обоснованности аксиоматической и экономической теорий индексов и о возможности применения положений этих теорий в статистической практике. Аксиоматическую теорию критикуют за то, что в ней предполагается отсутствие связи между изменением цен и изменением физического объема. Экономическую теорию критикуют за абстрактный характер, то есть за то, что невозможно использовать ее выводы в практической деятельности.
Наиболее распространенным на сегодняшний момент методом построения территориальных индексов в практике, особенно для межрегиональных сравнений, является метод стандартных весов. Этот метод заключается в том, что значение индексируемой величины взвешиваются не по всем весам отдельной территории, а по суммарным весам изучаемых регионов.
Формула индекса территориально-пространственных сопоставлений имеет вид:
где: PА иPВ — цена в регионах А и В;
QА и QВ — количество потребленных товаров и услуг в регионах А и В.
По нашему мнению, такой расчет индекса цен территориально-пространственных сопоставлений имеет очень важный недостаток — он сглаживает структурные различия потребляемых товаров и услуг в сопоставляемых регионах. И, как следствие, искажает получаемый индекс цен каждого анализируемого региона.
Так, если в регионе А население меньше потребляет мяса и кондитерских изделий, чем в регионе В, но больше — овощей и хлебобулочных изделий, т. е. более дешевого товара, то рассматриваемый выше индекс «добавит» в их рацион дорогие продукты питания.
Фактические различия в структуре потребления основных продуктов питания населением регионов Центрального федерального округа проанализируем на основании итогов выборочного обследования бюджетов домашних хозяйств, проведенных Росстатом в 2011 г. [2].
Таблица 1
Структура потребления основных продуктов питания в домашних хозяйствах по субъектам Центрального федерального округа (на потребителя в год; в процентах)
|
Хлеб и хлебные продукты |
Картофель |
Овощи и бахчевые |
Фрукты и ягоды |
Мясо и мясные продукты |
Молоко и молочные продукты |
Рыба и рыбные продукты |
Сахар и кондитерские изделия |
Масло растительное и другие жиры |
||
|
Российская Федерация |
13,7 |
8,9 |
13,0 |
9,5 |
10,7 |
35,4 |
2,9 |
4,4 |
1,5 |
|
|
Центральный федеральный округ |
12,4 |
8,7 |
12,7 |
9,9 |
11,5 |
36,3 |
2,9 |
4,2 |
1,4 |
|
|
Белгородская область |
12,2 |
9,0 |
11,5 |
9,5 |
12,2 |
36,8 |
3,2 |
4,1 |
1,3 |
|
|
Брянская область |
13,3 |
9,9 |
13,0 |
8,7 |
10,2 |
36,3 |
3,0 |
4,0 |
1,5 |
|
|
Bладимирская область |
14,2 |
8,6 |
12,1 |
8,4 |
11,3 |
36,9 |
2,8 |
4,2 |
1,5 |
|
|
Bоронежская область |
14,8 |
9,2 |
13,0 |
8,4 |
9,4 |
36,7 |
2,6 |
4,4 |
1,5 |
|
|
Ивановская область |
12,7 |
8,0 |
10,7 |
8,2 |
10,3 |
41,9 |
2,8 |
4,0 |
1,4 |
|
|
Калужская область |
12,3 |
11,6 |
13,3 |
8,8 |
11,1 |
34,1 |
2,9 |
4,3 |
1,5 |
|
|
Костромская область |
14,7 |
11,9 |
13,7 |
7,3 |
10,1 |
33,5 |
2,9 |
4,3 |
1,6 |
|
|
Курская область |
14,2 |
10,4 |
13,4 |
9,0 |
10,5 |
33,3 |
3,2 |
4,5 |
1,4 |
|
|
Липецкая область |
13,0 |
8,5 |
12,5 |
9,5 |
10,6 |
37,4 |
3,2 |
3,7 |
1,5 |
|
|
Московская область |
12,2 |
8,5 |
11,2 |
10,2 |
12,4 |
36,9 |
2,6 |
4,6 |
1,5 |
|
|
Орловская область |
11,9 |
10,3 |
12,5 |
9,6 |
10,5 |
36,7 |
3,1 |
3,6 |
1,6 |
|
|
Рязанская область |
13,7 |
9,1 |
13,5 |
6,9 |
11,2 |
37,3 |
3,2 |
3,8 |
1,4 |
|
|
Смоленская область |
15,1 |
7,1 |
11,2 |
9,1 |
10,5 |
38,2 |
2,9 |
4,3 |
1,6 |
|
|
Тамбовская область |
14,9 |
12,2 |
13,0 |
6,6 |
9,4 |
35,5 |
2,8 |
4,2 |
1,4 |
|
|
Тверская область |
12,9 |
9,4 |
13,0 |
9,4 |
10,9 |
35,2 |
3,1 |
4,4 |
1,6 |
|
|
Тульская область |
12,9 |
9,4 |
13,5 |
10,5 |
11,7 |
33,4 |
3,2 |
4,1 |
1,4 |
|
|
Ярославская область |
13,1 |
9,0 |
12,4 |
9,7 |
10,7 |
35,9 |
2,6 |
4,7 |
1,8 |
|
|
г. Москва |
10,4 |
7,5 |
14,0 |
11,7 |
12,3 |
36,1 |
3,0 |
3,9 |
1,3 |
Таким образом, расчет индекса территориально-пространственных сопоставлений искажает структуру потребления товаров и услуг, и чем больше набор товаров и услуг, тем больше искажение.
Рассмотрим пример (в качестве цен и количества товаров взяты условные цифры, облегчающие расчет) (табл. 2).
Таблица 2
Цены на продукты питания и количество проданной продукции в областях А и В
|
Продукты |
Ед. изм. |
Область А |
Область В |
||
|
Цена, руб. PА |
Количество QА |
Цена, руб. PВ |
Количество QВ |
||
|
молоко |
л |
8 |
10 |
5 |
5 |
|
творог |
кг |
5 |
5 |
10 |
1 |
|
колбаса |
кг |
10 |
5 |
8 |
5 |
|
мясо |
кг |
10 |
15 |
10 |
10 |
|
хлеб |
кг |
10 |
5 |
5 |
10 |
|
яйца |
десяток |
10 |
20 |
15 |
10 |
|
мука |
кг |
5 |
2 |
4 |
4 |
|
крупа |
кг |
5 |
5 |
4 |
10 |
По данным таблицы соотношение уровня цен в областях составит:
Ip =0,9823
Рассмотрим, как изменилась структура потребления продуктов питания в регионе А в результате применения метода стандартных весов (табл. 3).
Таблица 3
Структура проданной продукции в регионе А (в процентах)
|
Продукты |
По исходным данным |
По методу стандартных весов |
|
молоко |
13,6 |
11,4 |
|
творог |
4,2 |
2,8 |
|
колбаса |
8,5 |
9,5 |
|
мясо |
25,4 |
23,7 |
|
хлеб |
8,5 |
14,2 |
|
яйца |
33,9 |
28,4 |
|
мука |
1,7 |
2,8 |
|
крупа |
4,2 |
7,1 |
|
Итого |
100 |
100 |
Как видим, структура, используемая для расчетов индекса территориально-пространственных сопоставлений, значительно искажает структуру потребления региона А. Такой метод расчета не анализирует разницу цен в сопоставляемых регионах на фактически потребленные товары и услуги, а делает это на расчетную, условную структуру.
Рассмотрим, что предлагает международные организации для межстрановых сопоставлений и попытаемся это применить для региональных сопоставлений.
Обратимся к тому 2 «Системы национальных счетов 1993» (подготовлено под эгидой Межсекретариатской рабочей группы по национальным счетам).
Раздел F «Международные индексы цены и объема) пункт 16.78 «Цены и объемы можно сравнивать между странами, используя, в общем, ту же методологию, что и в отношении межвременных сопоставлений в одной стране…».
Пункт 16.81 предлагает «дефлятировать соотношение стоимостей в стране В и в стране А, выраженных, соответственно, в их собственных валютах с помощью индекса Пааше для страны В на базе страны А».
Такой индекс Пааше определяется следующим образом:
Относительные цены (pа/pb) представляют собой соотношение цен на одни и те же продукты в разных странах. Это условие при сопоставлении регионов внутри одной страны соблюсти легче, чем в межстрановых сопоставлениях. В Российской Федерации, например, в соответствии с единой для всех регионов статистической методологией цены наблюдаются на единый строго определенный перечень товаров и услуг.
Используя приведенный выше индекс цен Пааше рассчитаем для нашего условного примера соотношение цен региона А по отношению к региону В:
Таким образом, по результатам расчета индекса территориально-пространственных сопоставлений цены в регионе А ниже цен региона В на 1,7 %, а по методологии СНС-93 — на 8,2 %. Как видим, разница существенная, и объясняется она применением при расчете индексов различной структуры потребления продуктов питания.
Расчет показывает, что полученный индекс 0,9176 сравнения цен региона А с регионом В, с сохранением структуры потребления региона А, не означает, что индекс сравнения цен региона В с регионом А, при сохранении структуры потребления региона В даст результат более 100 %.
По нашему мнению, возможно применение для межрегиональных сопоставлений индекса цен Пааше, рекомендованного СНС-93 для межстрановых сопоставлений. Данный индекс дает более качественные данные, за счет сохранения структуры потребления анализируемого региона.
Литература:
1. Коварда, В. В. Ресурсное обеспечение регионального развития (на примере центрального федерального округа) [Текст] / В. В. Коварда // Интеллект. Инновации. Инвестиции № 4(2), 2011. — С. 50–55.
2. Данные Федеральной службы государственной статистики: http://www.gks.ru
