споживачі позбуваються грошей, вкладаючи їх в непродуктивні цінності, переходять на бартерні розрахунки, згортається виробництво і нагромаджуються товари з розрахунку на їх дорожчання, росте спекулятивна діяльність, знецінюються накопичення цілого покоління людей. Страждають від інфляції громадяни з фіксованими прибутками, вкладники-кредитори і підприємці. Виграють фірми, що мають можливість легко збільшити і зарплату, заходів торгівлі коштовностей, вартість яких під час інфляції росте швидше, ніж вартість життя.
МЕТОДИ РОЗРАХУНКУ І АНАЛІЗУ ІНДЕКСІВ ЦІН.
Ведуча роль в статистичному вивченні динаміки цін належить індексному методу. Порівняння цін одного товару здійснюється за допомогою індивідуального (однотоварного) індексу цін:
pi1
ip = pi0
( 1 )
де p0, p1 - ціни на товар в базисному і поточному періоді.
Індекс середніх цін застосовується при вивченні зміни цін товарних груп, цін одного товару по різних територіях і субринках:
pi1 pi1qi1 pi0qi0 pi1qi1 qi1
ip = = ( =: ( 2 )
pi0 qi1 qi0 pi0qi0 qi0
_
де р - середня ціна товарної групи (товару по територіях, субринках);
pi, qi - ціна і кількість проданого i - го вигляду товару (товару на i - й території
або i - м субринку), i=l, n.
Товари повинні бути досить однорідними, щоб їх кількість піддавалася підсумовуванню.
Грошові витрати населення на купівлю товарів визначаються двома складовими: рівнем цін на окремі види товарів і структурою продажу. Розрізнюються два вигляду структурних зсувів в продажу: відображаючі зміну якості товару і що спричиняють тільки зміну середньої ціни. До останніх відноситься перерозподіл товарної маси по територіях, субринках, а також негативний процес «вимивання» з асортименту дешевих товарів, що користуються попитом населення. Статистика вивчає цей процес за допомогою системи індексу середніх цін:
pi1qi1 qi1 pi1qi1 pi0qi1 qi1
: = (: ( 3 )
pi0qi0 qi0 pi0qi1 pi0qi0 qi0
Оскільки
pi1qi1 qi1 pi1qi1 pi1qi1
: = = ( 4 )
pi0qi0 qi0 pi0qi0 ( qi1 pi0qi1
qi0
те формулу ( 3 ) можна записати в наступному вигляді:
pi1qi1 pi1qi1 pi0qi1
= ( ( 5 )
pi0qi1 pi1qi1 pi0qi1
Приклад: Є ціна і кількість проданого магазином товару. Оцінити динаміку ціни кожного сорту, середню ціну за кожний квартал, а також визначити вплив зміни індивідуальних цін і перерозподілу продажу між сортами товару на зміну середніх цін (див. додаток2)
Основною формою індексу цін для сукупності різнорідних товарів є агрегатний індекс. Ціни різних товарів (наприклад, цукерок і комп'ютерів) складати безглуздо. Несуммуємість елементів сукупності долається шляхом зважування кожної ціни по кількості проданих товарів. Сума цін товарів на їх кількість складає товарооборот сукупності товарів. Щоб виявити безпосередньо зміну цін, необхідно зафіксувати показники кількості на одному з рівнів:
базисного періоду часу (формула Ласпейреса)
pi1qi0
IpЛ = ( 6 )
pi0qi0
або поточного періоду часу (формула Пааше)
pi1qi1
IpП= ( 7 )
pi0qi1
Чіткість інтерпретації, економічне значення і зручність практичного розрахунку формули Ласпейреса зробили її самою популярною в світі для розрахунку індексу споживчих цін, який показує, у скільки разів змінилися б споживчі витрати в поточному періоді в порівнянні з базисним, якби при зміні цін рівень споживання залишався колишнім. Такий розрахунок коректний при відсутності значних кількісних і якісних змін в структурі споживання (у часі і по території, якщо індекс розраховується для декількох регіонів).
Вивчення динаміки роздрібних цін (наприклад, для отримання дефлятора, що дозволяє розрахувати вартісні показники від парного періоду в порівнянних цінах) повинне бути максимально наближене до сукупності товарів, вироблених в звітному періоді. Результат розрахунку по формулі Пааше показує, у скільки разів сума фактичних витрат населення на купівлю товарів більше (менше) суми грошей, яку населення повинне було б заплатити за ці ж товари, якби ціни залишалися на рівні базисного періоду.
Обмеженими можливостями реєстрації цін пояснюється використання різних модифікацій формул Ласпейреса і Пааше:
ippi1qi0
IpЛ = ( 8 )
pi0qi0
pi1qi1
IpП= ( 9 )
(1/ip)(pi0qi1
Статистичним аналізом доведено, що в довготривалому аспекті формула Пааше занижує реальну зміну цін внаслідок суспільної негативної кореляції (відносна вага товару падає, якщо ціна його зростає), а у разі довгострокових і міжнародних зіставлень різниця між індексами, зваженими різними способами, становить декілька процентів (до 30-50%). Значення індексів, обчислених по формулах Ласпейреса і Пааше, співпадають лише у разі майже неможливого на практикові збігу структури товарної маси базисного і звітного періодів. Встановлено, що відмінності числових значень цих індексів можуть визначатися трьома чинниками: варіацією індивідуальних індексів цін (Vip), обсягів (Viq) товарів і коефіцієнтом кореляції (rpq), що вимірює стохастичний зв'язок між цими індивідуальними індексами. Загалом залежність між індексами має вигляд:
IpП / IpЛ = 1+ rpq( Vip ( Viq ( 10 )))
Vip = (ip / IpЛ; (ip = (ip - IpЛ) (pi0qi0 ( 11 ))
pi0qi0
Viq = (iq / IqЛ; (iq = (iq- IqЛ) ( pi0qi0 де iq = q1/q0; ( 12 )
pi0qi0
(ip - IpЛ)(iq- IqЛ) pi0qi0
rpq =: ((ip ( (iq)( ( 13 ))
(ковариація) pi0qi0
Оскільки Vip і Viq позитивні, то знак вираження IpП / IpЛ залежить від знаку rpq, таким чином IpП > IpЛ у випадку, якщо ціни і кількість товарів мають