На непродовольственные товары рост цен в целом за год также повысился вдвое — на 8,1% (для сравнения в 2013 году — 4,5%). Умеренный рост цен сохранялся на протяжении всего года, вплоть до декабря на фоне высокой насыщенности рынков, особенно импортной продукцией. В декабре цены резко возросли на 2,3%. При этом с 2009 года ежемесячный прирост цен не превышал 0,5−0,6%. Основной причиной этому является резко возросший спрос населения на импортозависимые технические и другие товары длительного использования (телерадиотовары, автомобили, бытовая техника) и возросшие риски их дефицита после произошедшей девальвации рубля. На другие товары рост цен также заметно превышал показатели 2013 года:
подорожание услуг на 10,5%, что на 2,5 п. п. превысило показатель прошлого года;
рост тарифов на услуги организаций ЖКХ на 9,9% (на уровне показателя 2013 года — 9,6%). И это несмотря на установленную пониженную индексацию (4,2%) регулируемых на федеральном уровне тарифов для населения на электроэнергию, газ, теплоэнергию, водоснабжение;
рост цен на рыночные услуги на 11,3%. При этом значительное подорожание наблюдается по услугам, зависящим от импорта, к которым можно отнести: зарубежный туризм — на 41,1%;услуги страхования — 21,7%;услугивоздушного транспорта — на 14,8%. В промышленности в 2014 году прирост цен производителей третий год подряд отстает от потребительской инфляции. За год рост на 5,9% что в 1,9 раза ниже роста потребительских цен (в 2013 году рост на 3,7% отставал в 1,8 раза). Относительно низкая динамика цен обусловлена прежде всего сокращением внутреннего спроса, перешедшим в стагнацию в 2014 году. Небольшое повышающее воздействие на динамику в прошедшем году оказало ослабление курса рубля, повлиявшее на рост издержек на импортное сырье и отдельные экспортно-ориентированные материальные ресурсы. Наиболее заметным в 2014 году стал рост цен в сильно импортозависимых производствах: легкая промышленность (6,5%);производство легковых автомобилей (10,6%);производство электрооборудования (6,3%);машины и оборудование составил (11,4%). В наибольшей степени указанные факторы повлияли на цены в пищевой промышленности, которые в 2014 году выросли на 15,2% после роста на 2,8% годом ранее. В производстве инвестиционных товаров в 2014 году рост цен слабый (1,9−3,0%) в результате продолжающегося падения инвестиционного спроса. По оценке Минэкономразвития России в 2014 году цены на электроэнергию выросли в среднем за год к предыдущему году на 5,6−5,7%, для потребителей кроме населения — на 5,1−5,2%, что в 1,6 раза ниже, чем год назад, на что повлияла отмена в 2014 году очередной индексации оптовых цен на газ и тарифов сетевых организаций.
В капитальном строительстве в 2014 году сводный индекс цен составил 107,2% (104,9% годом ранее), в том числе в декабре цены выросли на 2,1%. Основное влияние оказал рост стоимости приобретаемого импортного оборудования — на 12,3% (в 2013 году — на 3,1%), на строительно-монтажные работы рост цен более умеренный — на 4,6% (4,3% годом ранее). В секторе сельского хозяйства в 2014 году повышенный рост цен обусловлен снижением конкуренции импорта и возникновением повышенного спроса из-за запретов и ограничений импорта, на которые наложилось падение рубля. Подорожание продукции растениеводства при более высоком урожае является следствием ориентации сельхозпроизводителей (зерно, подсолнечник) на мировые цены при росте эффективности экспорта (цены сельхозпроизводителей на пшеницу в декабре поднялись до 7,9 тыс. руб. за тонну против 6,3−6,4 тыс.
руб. за тонну в августе-октябре). На картофель и овощи ускоренный рост цен обусловлен возросшим спросом в связи с продовольственными контрсанкциями. На животноводческую продукцию в 2014 году цены выросли на 17,5% (годом ранее — на 5,7%). В первом полугодии ускорение началось после введения запрета на ввоз свинины из ЕС в феврале, вторая волна — после ввода эмбарго на поставки импорта из стран ЕС и др. в августе.
Рост цен сельхозпроизводителей предварял рост потребительских цен на соответствующие продукты. Кроме того рост цен на более дорогие продукты (свиней) стимулировал рост цен на заменители (мясо птицы, яйца).Исследуем динамику индекса потребительских цен на основе абсолютных и относительных показателей динамики:
Абсолютный прирост:
Базисный — Цепной — Темп роста:
Базисный — Цепной — Темп прироста:
Базисный — Цепной — Абсолютное значение 1% прироста — В указанных формулах: уi — текущий уровень ряда;
у0 — базисный уровень;
уi — 1 — предшествующий уровень;i — номер уровня. Результаты вычислений представлены в таблице Цепные и базисные показатели динамики изменения индекса потребительских цен в 1996;2015 гг.Период.
Индекс потребительских цен.
Абсолютный прирост.
Темп прироста, %Темпы роста, %Абсолютное содержание 1% прироста.
ЦепнойБазисный.
ЦепнойБазисный.
ЦепнойБазисный1 996 101.
99——1 001 001.
21 997 101.
22−0.77−0.77−0.75−0.
7599.
2599.
251.
21 998 117.
0515.
8315.
0615.
6414.
77 115.
64 114.
771.
11 999 101.38−15.67−0.61−13.39−0.
686.
6199.
41.172 000 101.
880.
5−0.
110.
49−0.
11 100.
4999.
891.
12 001 102.
040.
160.
050.
160.
49 100.
16 100.
051.
22 002 102.
220.
180.
230.
180.
23 100.
18 100.
231.
22 003 101.47−0.75−0.52−0.73−0.
5199.
2799.
491.
22 004 101.
740.
27−0.
250.
27−0.
25 100.
2799.
751.
12 005 101.06−0.68−0.93−0.67−0.
9199.
3399.
091.
22 006 101.
090.
03−0.
90.0297−0.
88 100.
0399.
121.
12 007 101.
610.
52−0.
380.
51−0.
37 100.
5199.
631.
12 008 101.01−0.6−0.98−0.59−0.
9699.
4199.
041.
22 009 100.55−0.46−1.44−0.46−1.
4199.
5498.
591.
12 010 102.
051.
50.
061.
490.
588 101.
49 100.
061.
12 011 100.67−1.38−1.32−1.35−1.
2998.
6598.
711.
22 012 100.
880.
21−1.
110.
21−1.
9 100.
2198.
911.
12 013 100.75−0.13−1.24−0.13−1.
2299.
8798.
781.
12 014 103.
252.
51.
262.
481.
24 102.
48 101.
241.
12 015 102.45−0.
80.46−0.
770.
4599.
23 100.
451.03Итого2046.
36На основании данных, полученных в таблице можно сделать следующие выводы:
в 2015 году по сравнению с 2014 показатель индекс потребительских цен снизился на 0.8%;максимальный прирост наблюдается в 1998 году (15.83%);минимальный прирост зафиксирован в 1999 году (-15.67%);в 2015 годупо сравнению с 1996 индекс потребительских цен увеличился на 0.46% или на. Выполним расчет средних характеристик ряда. Средний уровень ряда динамики характеризует типическую величину абсолютных уровней и рассчитывается по формуле:
Таким образом, среднее значение индекса потребительских цен с 1996 по 2015 год составило 102.
32%.Вычислим средний темп роста:
В среднем за весь период рост анализируемого показателя составил 1.0002.
Средний темп прироста:
Таким образом, в среднем с каждым периодом показатель индекса потребительских цен увеличивался на 0.
02%.Средний абсолютный прирост представляет собой обобщенную характеристику индивидуальных абсолютных приростов ряда динамики. Средний абсолютный прирост:
С каждым периодом Индекс потребительских цен в среднем увеличивалось на 0.0242%Прогнозирование показателей индексов потребительских цен методом аналитического выравнивания.
На основе метода аналитического выравнивания и метода наименьших квадратов построим прогнозные значения индексов цен на 2016, 2017 гг. Найдем параметры уравнения тренда методом наименьших квадратов. Линейное уравнение тренда имеет вид y = a1t + a0Найдем параметры уравнения методом наименьших квадратов. Система уравнений МНК: Составим вспомогательную таблицу (таблица 2).Расчетная таблица метода наименьших квадратовtyt2y2t y1996101.
99 398 401 610 401.
96 203 572.
41 997 101.
22 398 800 910 245.
49 202 136.
341 998 117.
5 399 200 413 700.
7 233 865.
91 999 101.
38 399 600 110 277.
9 202 658.
622 000 101.
88 400 000 010 379.
532 037 602 001 102.
4 400 400 110 412.
16 204 182.
42 002 102.
22 400 800 410 448.
93 204 644.
442 003 101.
47 401 200 910 296.
16 203 244.
412 004 101.
74 401 601 610 351.
3 203 886.
962 005 101.
6 402 002 510 213.
12 202 625.
32 006 101.
9 402 403 610 219.
19 202 786.
542 007 101.
61 402 804 910 324.
59 203 931.
272 008 101.
1 403 206 410 203.
2 202 828.
82 009 100.
55 403 608 110 110.
3 202 004.
952 010 102.
7 404 010 010 418.
28 205 160.
72 011 100.
67 404 412 110 134.
45 202 447.
372 012 100.
88 404 814 410 176.
77 202 970.
562 013 100.
75 405 216 910 150.
56 202 809.
752 014 103.
25 405 619 610 660.
56 207 945.
5 380 951 943.
9 376 381 045 199 124.
733 897 460.77Таким образом, система уравнений МНК имеет вид: Уравнение тренда:
Коэффициент тренда b=-0,209 показывает, что с изменением периода на 1 год показатель индекса потребительских цен на продовольственные товарыуменьшается в среднем на 2%.Выполним построение прогноза на 2016, 2017 гг. t=2016: 100,02%t=2017: Построим линию тренда с прогнозными значениями на графике. (рисунок 3) Динамика измененияпоказателя пассажирооборота с прогнозом на 2016, 2017 гг. Как отмечалось выше, в 1998 году наблюдалось нестабильное состояние данного показателя. Данный факт отображен на графике присутствием выброса в данной точке исследования. Исследуем значимость построенного уравнения тренда на основании проверки гипотез относительно коэффициентов линейного уравнения тренда. t-статистика. Критерий Стьюдента. Статистическая значимость коэффициента b не подтверждается. Статистическая значимость коэффициента a не подтверждается. Доверительный интервал для коэффициентов уравнения тренда. Определим доверительные интервалы коэффициентов тренда, которые с надежность 95% будут следующими:(b — tнабл Sb; b + tнабл Sb)(-0.209 — 2.11•0.15; -0.209 + 2.11•0.15)(-0.52;0.1)(a — tнабл Sa; a + tнабл Sa)(520.
478 — 2.11•296.
82; 520.
478 + 2.11•296.
82)(-105.
81;1146.
77)Так как точка 0 (ноль) лежит внутри доверительного интервала, то интервальная оценка коэффициента a статистически незначима. F-статистика. Критерий Фишера. Коэффициент детерминации.Согласно данным таблицы Fkp (1;17;0.05) = 4.45Поскольку F < Fkp, то коэффициент детерминации (и в целом уравнение тренда) статистически не значим. Сложность в построении прогноза на последующий период заключается в неустойчивости состояния значений индекса, а также влиянием на данный показатель многих факторов, которые были рассмотрены в п. 2.1 настоящей работы.
заключение
.
В рамках статистического наблюдения за ценами потребительского рынка проводятся единовременные выборочные обследования цен с целью более детального изучения тенденций их изменения на конкретных рынках. В условиях кризиса данные обследования представляют наибольшую актуальность. Преимуществом выборочных обследований является возможность исследования ценовых процессов, подверженных большой степени изменчивости по сравнению с другими социально-экономическими явлениями в условиях свободного ценообразования. Информация, полученная по итогам обследований, используется для анализа и динамики изменения цен. Проведение выборочных обследований строится на сборе и обобщении информации, получаемой от респондентов. В рамках данного исследования на основе анализа литературы и источников статистической информации были выявлены основные принципы формирования индексов потребительских цен, а также значимость наблюдения за указанными показателями в условиях кризиса. На основе данных Министерства экономического развития РФ и Федеральной службы государственной статистики были выявлены основные тенденции и динамика развития показателей индексов потребительских цен продовольственных, непродовольственных товаров и услуг.
Федеральный закон от 24.
10.1997 № 134-ФЗ «О прожиточном минимуме в Российской Федерации» (ред. от 12.
03.2012 г).Федеральныйзакон от 03.
12.2012 № 227-ФЗ «О потребительской корзине в целом по Российской Федерации».Министерство экономического развития РФ «Об итогах социально-экономического развития Российской Федерации в 2014 году», 2015 г. Постановление Госкомстата РФ от 25 марта 2002 г. № 23 «Об утверждении «Основных положений о порядке наблюдения за потребительскими ценами и тарифами на товары и платные услуги, оказанные населению, и определения индекса потребительских цен"Распоряжение Правительства РФ от 15.
06.2009 N 806-р (ред. от 26.
12.2014) «Об организации и проведении мониторинга процессов в реальном секторе экономики, финансово-банковской и социальной сферах субъектов Российской Федерации"Руководство по индексам потребительских цен. Теория и практика. Вашингтон, Международный Валютный Фонд, 2011 год.
Балдин, К. В. Общая теория статистики: Учебное пособие / К. В. Балдин, А. В. Рукосуев. — М.: Дашков и К, 2012. — 312 c. Батракова, Л. Г. Теория статистики: Учебное пособие / Л. Г. Батракова. — М.: Кно.
Рус, 2013. — 528 c. Громыко, Г. Л. Теория статистики: Практикум / Г. Л. Громыко. — М.: НИЦ ИНФРА-М, 2013. — 238 c. Елисеева И. И., Юзбашев М. М. Общая теория статистики: Учебник / Под ред. И. И. Елисеевой. — М.: Финансы и статистика, 2012.
Липпе П. Экономическая статистика. — Штутгарт, Йена, 2010.
Методологические положения по статистике: Стат. сб./Госкомстат РФ. — М., 2014.
Иванов Н. Ю. Обзор аксиоматической теории индексов//Вопросы статистики. 2014. № 10.Практикум по теории статистики под ред. профессора Р. А. Шмойловой. — М.: Финансы и статистика, 2011.
Статистика под ред. К.э.н. В. Г. Ионина, -Новосибирск, изд. НГАЭиУ, 2012.
Статистика А. В. Сиденко, Г. Ю. Попов, В. М. Матвеева, — М.: Дело и Сервис, 2010.
Сборник задач по общей теории статистики под ред. к.э.н. Л. К. Серга. — М.: Филинъ, 2010.
Теория статистики: учебник / под ред. Р. А. Шмойловой. М.
: Финансы и статистика, 2007. 656 с. Энциклопедия статистических терминов. В 8 томах / Федеральная служба государственной статистики. М.: Росстат, 2011.
Интернет-ресурсы.
Федеральная служба государственной статистики. [Электронный ресурс]. Режим доступа:
http://www.gks.ru/Официальный сайт Министерства экономического развития Российской Федерации. [Электронный ресурс]. Режим доступа:
http://economy.gov.ru/Методология исчисления индекса потребительских цен в РФ. [Электронный ресурс]. Режим доступа:
http://www.gks.ru/bgd/free/b0024/IssWWW.exe/Stg/d000/I000111R.HTM.
