VIII Международная студенческая научная конференция Студенческий научный форум - 2016

В последние 2 года цены на продукты, товары и услуги значительно выросли, при этом уровни заработных плат населения не меняются, что приводит в целом к снижению реальных доходов населения. По данным Росстата, за период с декабря 2014 года до декабря 2015 года индекс потребительских цен вырос на 13% - это в целом, очень высокое значение, свидетельствующее о том, что средняя стоимость потребительской корзины в конце 2015 года почти на 13% выше прошлогодних показателей. Очевидно, что этот факт не может не интересовать, что и делает задачи прогнозирования индекса потребительских цен актуальными.

Если рассмотреть динамику изменения индекса потребительских цен (рис. 1), то можно предположить, что кривая, отражающая динамику изменения ИПЦ, имеет достаточно ровный восходящий характер, что указывает на характер линейной зависимости.

Рис.1.Динамика изменения индекса потребительских цен (по данным Росстата)

Следовательно, применительно к данному объекту можно использовать метод регрессионного прогнозирования (однофакторная линейная регрессия), экстраполяцию тренда, сглаживание динамического ряда. При исследовании различных макроэкономических показателей, к числу которых относится и индекс потребительских цен, используют официальные статистические данные, которые получают из соответствующих источников - данных Министерства экономического развития, Федеральной службы статистики и др. Информация официальных источников надежная и достоверная. На официальных ресурсах уже представлены готовые результаты прогнозов, с учетом вносимых поправок – с учетом динамики мировых цен на сырье, на газ и нефть, и т.д [3].

В целях прогнозной оценки мы использовали метод регрессионного анализа, предполагающего построение функциональных зависимостей между двумя переменными Хр и Y. При этом речь идет о влиянии переменной Х (аргумента функции) на значения переменной Y (значение функции). Для построения прогноза по индексу потребительских цен переменная Х - это фактор (год исследования), а Y – отклик (индекс роста цен в совокупности, а также по продовольственным, непродовольственным товарам, услугам, т.д.).

В результате построения базового уравнения, описывающего трендовую прямую (то есть в результате его линеаризации) можно определить среднее значение ежемесячного (или среднегодового) значения прироста индекса потребительских цен, и на основании этого сделать прогноз на определенную перспективу. Кроме того, возможно использование многомерного прогноза, что обычно и делается, в частности, при составлении прогнозов Росстатом. Разрабатывается несколько прогнозов - качественных и количественных характеристик объекта прогнозирования, в данном случае индекса потребительских цен, которые представлены по продовольственным и непродовольственным товарам и услугам.

Согласно Приказу от 30 декабря 2014 года N 734 Об утверждении Официальной статистической методологии организации статистического наблюдения за потребительскими ценами на товары и услуги и расчета индексов потребительских цен используется для наблюдения за потребительскими ценами на товары и услуги и расчета индексов потребительских цен и введена в действие с 1 января 2015 года, все прогнозы ИПЦ строятся с учетом структурных компонентов, содержание которых определено согласно Приказа от 30 декабря 2014 года N 734 «Об утверждении Официальной статистической методологии организации статистического наблюдения за ценами на товары и услуги и расчета индексов потребительских цен используется для наблюдения за потребительскими ценами на товары и услуги и расчета индексов потребительских цен», введенных в действие с 1 января 2015 года [4]. Согласно данному документу, наблюдение за потребительскими ценами строится на выборочной основе (отбор городов, объектов торговли и сферы услуг, товаров и услуг-представителей и их видов с конкретными потребительскими свойствами). В выборочную базовую совокупность включаются организации торговли и сферы услуг всех форм собственности и организационно-правовых форм. Регистрация цен осуществляется на товары и услуги массового спроса, приобретаемые населением для непроизводственного потребления по трем основным группам: продовольственные товары, непродовольственные товары и услуги.

Индекс потребительских цен и тарифов на товары и услуги (ИПЦ)характеризует изменение во времени общего уровня цен на товары и услуги, приобретаемые населением. Он измеряет отношение стоимости фиксированного перечня товаров и услуг в ценах текущего периода к его стоимости в ценах предыдущего (базисного) периода;

- изменение средних потребительских цен (тарифов) на отдельные виды товаров и услуг рассчитывается как соотношение цен в отчетном и предыдущем периодах. Изменение средних цен на товары отличается по своему экономическому содержанию от индексов цен на эти товары, т.к. учитывает не только ценовой фактор, но и структурные, ассортиментные сдвиги;

- средняя потребительская цена (тариф) на отдельный вид товара (услуги) - средняя величина из уровней цен на товар (услугу) - представитель, зарегистрированных в различных организациях торговли (сферы услуг). Средние цены формируются под влиянием многообразных ассортиментных, а также территориальных сдвигов, сезонных колебаний и других структурных факторов: появление новых и исчезновение старых товаров, изменение доли отдельных товаров с различным уровнем цен в объеме реализации, открытие (закрытие) организаций торговли или их перепрофилирование, территориальные сдвиги в размещении товаров с региональной дифференциацией цен сезонные колебания цен и т.д.

На диаграмме представлены основные параметры, изменения которых влияют на темп роста потребительских цен.

Рис. 2.Структура параметров, оказывающих влияние на изменение индекса потребительских цен

Сравнительная характеристика структуры стоимости условного набора продуктов питания в процентах (на 1 человека в месяц) представлена на рисунке 3.

Рис. 3. Сравнительная характеристика структуры стоимости условного набора продуктов питания в процентах (на 1 человека в месяц), %

Можно сделать вывод о том, что наиболее существенно увеличился вклад в структуру ИПЦ таких продуктов как хлеб, крупы, жиры и макаронные изделия, рыбопродукты.

Проведем также исследование структуры объекта и динамику его развития за ряд (не менее 7) лет, выделив существующие тенденции на основе анализа временных рядов (укажите цикличность, функциональную зависимость и т.п.). Структура потребительских расходов населения для расчета индекса потребительских цен в 2015 году представлена в таблице:

Таблица 1

Структура потребительских расходов населения для расчета индекса потребительских цен в 2015 году

Наименование групп	Удельный вес, в %
Все товары и услуги	100
Продукты питания и безалкогольные напитки	29,8
Алкогольные напитки, табачные изделия	5,9
Одежда и обувь	9,6
Жилищные услуги, вода, электроэнергия, газ и другие виды топлива	10,6
Предметы домашнего обихода, бытовая техника и повседневный уход за домом	5,9
Здравоохранение	3,7
Транспорт	14,7
Связь	3,0
Организация отдыха и культурные мероприятия	6,8
Образование	1,4
Гостиницы, кафе и рестораны	2,8
Другие товары и услуги	5,8

Наибольший вклад в ИПЦ вносится продуктами питания (почти 30%), на втором месте – транспорт – 14,7% вклада, на третьем – услуги ЖКХ. Рассмотрим динамику индекса потребительских цен в целом, а также по отдельным группам (таблицы 2-4, рисунок 2).

Таблица 2

Динамика ИПЦ в целом, %

2000	2001	2002	2003	2004	2005	2006	2007	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015
120,18	118,58	115,06	111,99	111,73	110,92	109,00	111,87	113,28	108,80	108,78	106,10	106,57	106,47	111,35	112,91

Таблица 3

Динамика ИПЦ: непродовольственные товары, %

2000	2001	2002	2003	2004	2005	2006	2007	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015
118,59	112,73	110,85	109,19	107,37	106,41	106,01	106,54	107,96	109,65	104,95	106,65	105,16	104,46	108,05	113,65

Таблица 4

Динамика ИПЦ: продовольственные товары, %

2000	2001	2002	2003	2004	2005	2006	2007	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015
117,89	117,14	110,99	110,18	112,29	109,57	108,67	115,56	116,45	106,08	112,89	103,87	107,48	107,32	115,43	114,00

В целом можно увидеть четко выраженную цикличность динамики: в период с 2000 по 2007 год – убывающая кривая, с 2007 по 2012 – нестабильная, с 2013 – четко возрастающая, из чего можно сделать соответствующие аналогичные выводы относительно ИПЦ. Именно по продовольственным товарам отмечаются наиболее сильные темпы роста в период с 2007 года.

Рис.4. Динамика темпов роста ИПЦ по некоторым наименованиям в период с 2000 по 2015 годы, %

В последние два года отмечается тенденция к росту потребительских цен, приближаясь к уровню который был в 2001 – 2002 годах, и пока еще эта тенденция сохраняется. Относительно спокойный период в этом отношении – 2003 – 2007 годы, почти ровная убывающая динамика. Начиная с 2008 года – отмечается значительная неравномерность, и для этого периода исследования линейная модель не подойдет, поэтому стоит использовать полиноминальную трендовую модель. Для подтверждения предварительного прогноза построим трендовую прямую за последние семь лет по ИПЦ (для примера - продовольственные товары).

Рис. 3. Построение тренда для ряда динамики ИПЦ по продовольственным товарам с 2008 по 2015 годы, %

Степень аппроксимации R² показывает степень достоверности результата построенной модели тренда и соответственно, достоверность прогноза на несколько периодов. В данном случае, достоверность прогноза достаточно высокая – 89,6%. Можно увидеть, что, цикличность связана с макроэкономическими факторами: 2008 – 2010 годы – кризисные явления в экономике, отсюда тенденция к росту ИПЦ; 2011 – 2013 годы – относительно стабильное состояние экономики, стабильность и в значениях ИПЦ; 2013 – по настоящее время – кризисное состояние, о чем и свидетельствует рост ИПЦ. Следовательно, согласно прогнозу, в краткосрочной перспективе следует ожидать повышения индекса потребительских цен – об этом свидетельствует восходящий вид трендовой кривой.

Таблица 1

Исходные данные для целей прогнозирования ИПЦ

№ Периода	Показатель, %
янв.15	105,66
фев.15	103,29
мар.15	101,57
апр.15	100,33
май.15	100,07
июн.15	99,55
июл.15	99,73
авг.15	99,34
сен.15	100,42
окт.15	101,04
ноя.15	101,16
дек.15	101,18
янв.16	99,44
фев.16	99,18
мар.16	98,92

Рис. 4. Построение тренда для ряда динамики ИПЦ по продовольственным товарам с 2015 по 2016 годы, %

Для целей прогнозирования была использована модель полиоминального тренда со степенью 4, при этом коэффициент аппроксимации равен 0,9856, близок к единице, что указывает на то, что данная модель наиболее точно описывает поведение тренда. На основании полученных прогнозов в 2016 году можно ожидать, что уровень потребительских цен составит в январе 2016г. 99,44, в феврале 2016г. 99,18, в марте 2016г. 98,92. Из результатов прогнозирования можно сделать вывод о том, что индексы потребительских цен на продовольственные товары за первые 3 месяца 2016 г. снизятся.

Список источников:

1. Басовский, Л. Е. Прогнозирование и планирование в условиях рынка : учеб. пособие / Л. Е. Басовский. – М. : ИНФРА-М, 2011. – 260 с.

2. Кузык, В.И. Кушлин, Ю. В. / Учебник Прогнозирование, стратегическое планирование и национальное программирование Яковец. 4-е изд., перераб. и доп. М.: Экономика, 2011. 604 с.
3. Официальный сайт Министерства экономического развития Российской Федерации [Электронный ресурс] Режим доступа: http://economy.gov.ru/
4. Электронный фонд правовой и нормативно-технической документации [Электронный ресурс] Режим доступа: http://docs.cntd.ru/document/420248337

Код для цитирования: Скопировать