Индекс цен

редактировать

A индекс цен (множественное число: «индексы цен» или «индексы цен») - это нормализованное среднее значение (обычно средневзвешенная ) цены родственников для данного класса товаров или услуг в данном регионе в течение данного интервал времени. Это статистика, предназначенная для того, чтобы помочь сравнить, как эти родственники цен, взятые в целом, различаются между периодами времени или географическими местоположениями.

У индексов цен есть несколько потенциальных применений. Для особенно широких индексов можно сказать, что индекс измеряет общий уровень цен в экономике или прожиточный минимум. Более узкие индексы цен могут помочь производителям с бизнес-планами и ценообразованием. Иногда они могут быть полезны для направления инвестиций.

Некоторые известные индексы цен включают:

Содержание

1 История ранних индексов цен
2 Формальный расчет
- 2.1 Индексы цен Пааше и Ласпейреса
- 2.2 Индексы Лоу
- 2.3 Индекс Фишера и индекс Маршалла – Эджворта
- 2.4 Практические соображения по измерению
  - 2.4.1 Нормализация индексов
  - 2.4.2 Относительная простота расчета индекса Ласпейреса
  - 2.4.3 Расчет индексов на основе данных о расходах
- 2.5 Цепные и несвязанные вычисления
3 Теория индексов
4 Изменение качества
5 См. Также
6 Ссылки
7 Дополнительная литература
8 Внешние ссылки
- 8.1 Руководства
- 8.2 Данные

История ранних индексов цен

Нет четкого консенсуса относительно того, кто создал первый индекс цен. Самое раннее опубликованное исследование в этой области было проведено валлийцем Райсом Воганом, который исследовал изменение уровня цен в своей книге 1675 года Беседа о монетах и чеканке. Воан хотел узнать об этом. отделить инфляционное воздействие притока драгоценных металлов, принесенного Испанией из Нового Света, от эффекта, вызванного обесцениванием валюты. Воан сравнил трудовые уставы своего времени с аналогичными уставами, относящимися к Эдуарду III. Эти законодательные акты устанавливают заработную плату за выполнение определенных задач и обеспечивают хорошую регистрацию изменений уровня заработной платы. Воан рассуждал, что рынок основной рабочей силы не сильно колеблется со временем и что на зарплату основного рабочего, вероятно, можно было бы покупать одинаковое количество товаров в разные периоды времени, так что зарплата рабочего действовала как корзина товаров. Анализ Воана показал, что уровни цен в Англии выросли в шесть-восемь раз за предыдущее столетие.

Уильям Флитвуд

Хотя Воана можно считать предшественником исследования индекса цен, его анализ на самом деле не предполагал расчета индекса.. В 1707 году англичанин Уильям Флитвуд создал, возможно, первый истинный индекс цен. Студент из Оксфорда попросил Флитвуда показать, как изменились цены. Студент мог потерять свою стипендию, поскольку положение 15 века запрещало студентам с годовым доходом более пяти фунтов стерлингов получать стипендию. Флитвуд, который уже был заинтересован в изменении цен, собрал большой объем ценовых данных за сотни лет. Флитвуд предложил индекс, состоящий из усредненных родственников цен, и использовал свои методы, чтобы показать, что стоимость пяти фунтов стерлингов сильно изменилась за 260 лет. Он выступал от имени оксфордских студентов и анонимно опубликовал свои выводы в томе под названием Chronicon Preciosum.

Формальные вычисления

Учитывая набор $C {\ displaystyle C}$ $C$ товаров и услуг, общая рыночная стоимость транзакций в $C {\ displaystyle C}$ $C$ за некоторый период $t {\ displaystyle t}$ $t$ будет

∑ с ∈ С (шт., T ⋅ qc, t) {\ displaystyle \ sum _ {c \, \ in \, C} (p_ {c, t} \ cdot q_ {c, t})}

\ sum _ {c \, \ in \, C} (p_ {c, t} \ cdot q_ {c, t})

где

pc, t {\ displaystyle p_ {c, t} \,}

p _ {{c, t}} \,

представляет собой преобладающую цену

c {\ displaystyle c}

c

в период

t {\ displaystyle t}

t

qc, t {\ displaystyle q_ {c, t} \,}

q_ {c, t} \,

представляет количество

c {\ displaystyle c}

c

продано за период

t {\ displaystyle t}

t

Если за два периода $t 0 {\ displaystyle t_ {0}}$ $t_ {0}$ и $tn {\ displaystyle t_ {n }}$ $t_ {n}$ , было продано одинаковое количество каждого товара или услуги, но по разным ценам, тогда

qc, tn = qc = qc, t 0 ∀ c {\ displaystyle q_ {c, t_ {n}} = q_ {c} = q_ {c, t_ {0}} \, \ forall c}

q_ {c, t_ {n}} = q_ {c} = q_ {c, t_ {0}} \, \ forall c

P = ∑ (pc, tn ⋅ qc) ∑ (шт, t 0 ⋅ qc) {\ displaystyle P = {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n}}) \ cdot q_ {c})} {\ sum (p_ {c, t_ {0 }} \ cdot q_ {c})}}}

P = {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n}} \ cdot q_ {c})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c})}}

будет разумной мерой цены набора в одном периоде относительно цены в другом периоде, и предоставит индекс, измеряющий относительные цены в целом, с учетом проданного количества.

Конечно, для любых практических целей покупаемые количества редко, если вообще когда-либо, идентичны в течение любых двух периодов. Таким образом, это не очень практичная формула индекса.

Может возникнуть соблазн немного изменить формулу:

P = ∑ (pc, tn ⋅ qc, tn) ∑ (pc, t 0 ⋅ qc, t 0) {\ displaystyle P = {\ гидроразрыв {\ sum (p_ {c, t_ {n}} \ cdot q_ {c, t_ {n}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {0}) })}}}

P = {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n}}) \ cdot q_ {c, t_ {n}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})}}

Однако этот новый индекс не делает ничего, чтобы отличить рост или сокращение объемов продаж от изменений цен. Чтобы убедиться в этом, подумайте, что произойдет, если все цены удвоятся между $t 0 {\ displaystyle t_ {0}}$ $t_ {0}$ и $tn {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ , а количество останется прежним: $P {\ displaystyle P}$ $P$ удвоится. Теперь посмотрим, что произойдет, если все количества удвоятся между $t 0 {\ displaystyle t_ {0}}$ $t_ {0}$ и $tn {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ , а все цены останутся прежними: $P {\ displaystyle P}$ $P$ удвоится. В любом случае изменение в $P {\ displaystyle P}$ $P$ идентично. Таким образом, $P {\ displaystyle P}$ $P$ является не только индексом цен, но и количественным индексом.

Были построены различные индексы в попытке компенсировать эту трудность.

Индексы цен Пааше и Ласпейреса

Двумя основными формулами, используемыми для расчета индексов цен, являются индекс Пааше (по словам экономиста Германа Пааше ) и индекс Ласпейреса (после экономиста Этьена Ласпейреса ).

Индекс Пааше вычисляется как

PP = ∑ (pc, tn ⋅ qc, tn) ∑ (pc, t 0 ⋅ qc, tn) {\ displaystyle P_ {P} = {\ frac { \ sum (p_ {c, t_ {n}} \ cdot q_ {c, t_ {n}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {n}}) }}}

P_ {P} = {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n}} \ cdot q_ {c, t_ {n}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {n}})}}

, а индекс Ласпейреса вычисляется как

PL = ∑ (pc, tn ⋅ qc, t 0) ∑ (pc, t 0 ⋅ qc, t 0) {\ displaystyle P_ {L} = { \ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {0 }})}}}

P_ {L} = {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})}}

где $P {\ displaystyle P}$ $P$ - относительный индекс уровней цен за два периода, $t 0 {\ displaystyle t_ {0}}$ $t_ {0}$ - базовый период (обычно первый год), а $tn {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ - период, для которого рассчитывается индекс.

Обратите внимание, что единственное различие в формулах состоит в том, что в первых используются количества периода n, а во втором - количества базового периода (период 0). Полезный мнемонический прием для запоминания того, какой индекс использует какой период, - это то, что L стоит перед P в алфавите, поэтому индекс Ласпейреса использует более ранние базовые величины, а индекс Пааше - окончательные количества.

Применительно к пакетам индивидуальных потребителей индекс Ласпейреса, равный 1, будет указывать на то, что агент в текущем периоде может позволить себе купить тот же пакет, который он потреблял в предыдущий период, при условии, что доход не изменился; индекс Пааше, равный 1, будет означать, что агент мог бы потреблять тот же набор в базовом периоде, что и в текущем периоде, при условии, что доход не изменился.

Следовательно, можно думать об индексе Пааше как об индексе, где numeraire - это набор товаров с использованием цен текущего года и количества текущего года. Точно так же индекс Ласпейреса можно рассматривать как индекс цен, принимающий набор товаров с использованием текущих цен и количества базисного периода в качестве индекса.

Индекс Ласпейреса имеет тенденцию завышать инфляцию (в рамках стоимости жизни), в то время как индекс Пааше имеет тенденцию занижать ее, потому что индексы не учитывают тот факт, что потребители обычно реагируют на изменение цен, изменяя количества, которые они покупают. Например, если цены на товар $c {\ displaystyle c}$ $c$ растут, то, ceteris paribus, объем спроса на этот товар должен снизиться.

Индексы Лоу

Многие индексы цен рассчитываются с помощью процедуры индекса Лоу . В индексе цен Lowe весовые коэффициенты расходов или количества, связанные с каждым товаром, не берутся из каждого индексированного периода. Обычно они унаследованы от более раннего периода, который иногда называют базовым периодом расходов. Обычно веса расходов обновляются время от времени, но цены обновляются каждый период. Цены взяты из периода времени, который должен суммировать индекс ". Индексы Лоу названы в честь экономиста Джозефа Лоу. Большинство ИПЦ и индексов затрат на занятость из Статистического управления Канады, Бюро статистики труда США и многие другие национальные статистические управления используют индексы Лоу. Индексы Лоу иногда называют «модифицированным индексом Ласпейреса», где основная модификация состоит в том, чтобы определять количественные веса реже, чем каждый период. Для потребительских цен индекса, веса различных видов расходов обычно рассчитываются на основе обследований домашних хозяйств, интересующихся их бюджетами, и такие обследования проводятся реже, чем сбор данных о ценах. Еще одна формулировка состоит в том, что индексы Ласпейреса и Пааше являются частными случаями индексов Лоу, в которых все Данные о ценах и количестве обновляются каждый период.

Для сравнения объемов производства между странами часто используются количественные индексы Лоу. Метод Гири-Хамиса, используемый в Всемирном банке В Международная программа сравнений относится к этому типу. Здесь количественные данные обновляются каждый период для каждой из нескольких стран, тогда как включенные цены остаются неизменными в течение некоторого периода времени, например «средние цены по группе стран».

индекс Фишера и индекс Маршалла – Эджворта

индекс Маршалла – Эджворта (назван в честь экономисты Альфред Маршалл и Фрэнсис Исидро Эджворт ) пытается преодолеть проблемы занижения и завышения индексов Ласпейреса и Пааше, используя средние арифметические величины:

PME = ∑ [pc, tn ⋅ 1 2 ⋅ (qc, t 0 + qc, tn)] ∑ [pc, t 0 ⋅ 1 2 ⋅ (qc, t 0 + qc, tn)] = ∑ [pc, tn ⋅ ( qc, t 0 + qc, tn)] ∑ [pc, t 0 ⋅ (qc, t 0 + qc, tn)] {\ displaystyle P_ {ME} = {\ frac {\ sum [p_ {c, t_ {n }} \ cdot {\ frac {1} {2}} \ cdot (q_ {c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}})]} {\ sum [p_ {c, t_ {0 }} \ cdot {\ frac {1} {2}} \ cdot (q_ {c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}})]}} = {\ frac {\ sum [p_ { c, t_ {n}} \ cdot (q_ {c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}})]} {\ sum [p_ {c, t_ {0}} \ cdot (q_ { c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}})]}}}

P_ {ME} = {\ frac {\ sum [p_ {c, t_ {n}} \ cdot {\ frac {1} {2}} \ cdot (q_ {c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}) })]} {\ sum [p_ {c, t_ {0}} \ cdot {\ frac {1} {2}} \ cdot (q_ {c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}) })]}} = {\ fra c {\ sum [p_ {c, t_ {n}} \ cdot (q_ {c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}})]} {\ sum [p_ {c, t_ {0 }} \ cdot (q_ {c, t_ {0}} + q_ {c, t_ {n}})]}}

Индекс Фишера, названный в честь экономиста Ирвинга Фишера ), также известный как идеальный индекс Фишера, рассчитывается как среднее геометрическое для $PP {\ displaystyle P_ {P}}$ $P_{P}$ и $PL {\ displaystyle P_ {L}}$ $P_ {L}$ :

PF = PP ⋅ PL {\ displaystyle P_ {F} = {\ sqrt {P_ {P} \ cdot P_ {L}}}}

P_ {F} = {\ sqrt {P_ {P} \ cdot P_ {L}}}

Все эти индексы обеспечивают общее измерение относительных цен за период периоды или места.

Практические аспекты измерения

Нормализация чисел индексов

Индексы цен представлены в виде чисел индексов, числовых значений, которые указывают относительное изменение, но не абсолютные значения (т. одно значение индекса цен можно сравнить с другим или с базовым, но само по себе число не имеет значения). Индексы цен обычно выбирают базовый год и делают это значение индекса равным 100. Каждый второй год выражается в процентах от этого базового года. В этом примере пусть 2000 будет базовым годом:

2000: исходное значение индекса составляло 2,50 доллара США; 2,50 доллара США / 2,50 доллара США = 100%, поэтому новое значение индекса - 100
2001: исходное значение индекса составляло 2,60 доллара США; 2,60 доллара США / 2,50 доллара США = 104%, поэтому новое значение индекса - 104
2002: исходное значение индекса составляло 2,70 доллара США; 2,70 долл. США / 2,50 долл. США = 108%, поэтому новое значение индекса составляет 108
2003: исходное значение индекса составляло 2,80 долл. США; 2,80 долл. США / 2,50 долл. США = 112%, поэтому новое значение индекса равно 112

Когда индекс был нормализован таким образом, значение числа 112, например, состоит в том, что общая стоимость корзины товаров на 4% больше. в 2001 г., чем в базовом году (в данном случае 2000 г.), на 8% больше в 2002 г. и на 12% больше в 2003 г.

Относительная простота расчета индекса Ласпейреса

Как можно Как видно из приведенных выше определений, если у вас уже есть данные о ценах и количестве (или, альтернативно, данные о ценах и расходах) за базовый период, то для расчета индекса Ласпейреса для нового периода требуются только новые данные о ценах. Напротив, для расчета многих других индексов (например, индекса Пааше) для нового периода требуются как новые данные о ценах, так и новые данные о количестве (или, альтернативно, как новые данные о ценах, так и новые данные о расходах) для каждого нового периода. Сбор только новых данных о ценах часто бывает проще, чем сбор новых данных о ценах и новых данных о количестве, поэтому расчет индекса Ласпейреса для нового периода, как правило, требует меньше времени и усилий, чем расчет этих других индексов для нового периода.

На практике индексы цен, которые регулярно составляются и публикуются национальными статистическими агентствами, относятся к типу Ласпейреса из-за вышеупомянутых трудностей с получением данных о количестве или расходах за текущий период.

Расчет индексов на основе данных о расходах

Иногда, особенно для агрегированных данных, данные о расходах более доступны, чем количественные. Для этих случаев индексы могут быть сформулированы в терминах относительных цен и расходов базового года, а не количественных показателей.

Вот переформулировка индекса Ласпейреса:

Пусть $E c, t 0 {\ displaystyle E_ {c, t_ {0}}}$ $E _ {{c, t_ {0}}}$ be общие расходы на товар c в базовом периоде, тогда (по определению) мы имеем $E c, t 0 = pc, t 0 ⋅ qc, t 0 {\ displaystyle E_ {c, t_ {0}} = p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {0}}}$ $E _ {{c, t_ {0}}} = p _ {{c, t_ {0}}} \ cdot q _ {{c, t_ {0} }}$ и, следовательно, также $E c, t 0 pc, t 0 = qc, t 0 {\ displaystyle { \ frac {E_ {c, t_ {0}}} {p_ {c, t_ {0}}}} = q_ {c, t_ {0}}}$ ${\ frac {E _ {{c, t_ {0}}}} {p _ {{c, t_ {0}}}}} = q _ {{c, t_ {0 }}}$ . Мы можем подставить эти значения в нашу формулу Ласпейреса следующим образом:

PL = ∑ (pc, tn ⋅ qc, t 0) ∑ (pc, t 0 ⋅ qc, t 0) = ∑ (pc, tn ⋅ E c, t 0 шт, t 0) ∑ E с, t 0 знак равно ∑ (шт, tnpc, t 0 ⋅ E c, t 0) ∑ E c, t 0 {\ displaystyle P_ {L} = {\ frac {\ sum ( p_ {c, t_ {n}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})}} = {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n}} \ cdot {\ frac {E_ {c, t_ {0}}} {p_ {c, t_ {0}}}}})} {\ sum E_ {c, t_ {0}}}} = {\ frac {\ sum ({\ frac {p_ {c, t_ {n}}} {p_ {c, t_ {0}}}}} \ cdot E_ {c, t_ {0}})} {\ sum E_ {c, t_ {0}}}}}

P_ {L} = {\ frac {\ sum (p _ {{c, t_ {n}}} \ cdot q _ {{c, t_ {0}}})} {\ sum (p _ {{c, t_ {0}}} \ cdot q _ {{c, t_ {0}}})}} = {\ frac {\ sum (p _ {{c, t_ {n}}}} \ cdot {\ frac {E _ {{c, t_ {0}}}} {p _ {{c, t_ {0}}}}})} {\ sum E _ {{c, t_ {0}}}}} = {\ frac {\ sum ({\ гидроразрыв {p _ {{c, t_ {n}}}} {p _ {{c, t_ {0}}}}} \ cdot E _ {{c, t_ {0}}})} {\ su m E _ {{c, t_ {0}}}}}

Аналогичное преобразование может быть выполнено для любого индекса.

Цепные и несвязанные вычисления

Вышеуказанные индексы цен были рассчитаны относительно фиксированного базового периода. В качестве альтернативы можно принять за базовый период для каждого периода времени непосредственно предшествующий период. Это можно сделать с помощью любого из вышеуказанных индексов. Вот пример с индексом Ласпейреса, где $tn {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ - период, для которого мы хотим рассчитать индекс, а $t 0 {\ displaystyle t_ { 0}}$ $t_ {0}$ - это контрольный период, который фиксирует значение ряда:

P tn = ∑ (pc, t 1 ⋅ qc, t 0) ∑ (pc, t 0 ⋅ qc, t 0) × ∑ (pc, t 2 ⋅ qc, t 1) ∑ (pc, t 1 ⋅ qc, t 1) × ⋯ × ∑ (pc, tn ⋅ qc, tn - 1) ∑ (pc, tn - 1 ⋅ qc, tn - 1) {\ displaystyle P_ {t_ {n}} = {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {1}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})} {\ sum (p_ {c, t_ {0}} \ cdot q_ {c, t_ {0}})}} \ times {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {2}} \ cdot q_ {c, t_ {1}) })} {\ sum (p_ {c, t_ {1}} \ cdot q_ {c, t_ {1}})}} \ times \ cdots \ times {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n }} \ cdot q_ {c, t_ {n-1}})} {\ sum (p_ {c, t_ {n-1}} \ cdot q_ {c, t_ {n-1}})}}}

P _ {{t_ {n}}} = { \ frac {\ sum (p _ {{c, t_ {1}}} \ cdot q _ {{c, t_ {0}}})} {\ sum (p _ {{c, t_ {0}}} \ cdot q_ {{c, t_ {0}}})}} \ times {\ frac {\ sum (p _ {{c, t_ {2}}} \ cdot q _ {{c, t_ {1}}})} {\ sum (p _ {{c, t_ {1}}} \ cdot q _ {{c, t_ {1}}})}} \ times \ cdots \ times {\ frac {\ sum (p _ {{c, t_ {n }}} \ cdot q _ {{c, t _ {{n-1}}}})} {\ sum (p _ {{c, t _ {{n-1}}}}} \ cdot q _ {{c, t_ { {n-1}}}})}}

Каждый член

∑ (pc, tn ⋅ qc, tn - 1) ∑ (pc, tn - 1 ⋅ qc, tn - 1) {\ displaystyle {\ frac {\ sum (p_ {c, t_ {n }} \ cdot q_ {c, t_ {n-1}})} {\ sum (p_ {c, t_ {n-1}} \ cdot q_ {c, t_ {n-1}})}}}

{\ frac {\ sum (p _ {{c, t_ {n}) }} \ cdot q _ {{c, t _ {{n-1}}}})} {\ sum (p _ {{c, t _ {{n-1}}}}} \ cdot q _ {{c, t _ {{ n-1}}}})}}

отвечает на вопрос «по какому фактору ces увеличилась между периодом $t n - 1 {\ displaystyle t_ {n-1}}$ $t _ {{n-1}}$ и периодом $t n {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ ". Их умножают, чтобы ответить на вопрос, «на какой фактор выросли цены с периода $t 0 {\ displaystyle t_ {0}}$ $t_ {0}$ ». Тогда индекс является результатом этого умножения и дает цену относительно цен периода $t 0 {\ displaystyle t_ {0}}$ $t_ {0}$ .

Цепочка определяется для индекса количества точно так же, как и для индекса цен.

Теория индексов

Формулы индекса цен могут быть оценены на основе их отношения к экономическим концепциям (например, стоимости жизни) или на их математических свойствах. В литературе по теории индексов было предложено несколько различных тестов таких свойств. W.E. Диверт обобщил прошлые исследования в списке из девяти таких тестов для индекса цен $I (P t 0, P tm, Q t 0, Q tm) {\ displaystyle I (P_ {t_ {0}}, P_ {t_ {m}}, Q_ {t_ {0}}, Q_ {t_ {m}})}$ $I (P _ {{t_ {0}}}, P _ {{t_ { m}}}, Q _ {{t_ {0}}}, Q _ {{t_ {m}}})$ , где $P t 0 {\ displaystyle P_ {t_ {0}}}$ $P _ {{t_ {0}}}$ и $P tm {\ displaystyle P_ {t_ {m}}}$ $P _ {{t_ {m}}}$ - векторы, дающие цены за базовый период и базисный период, а $Q t 0 {\ displaystyle Q_ {t_ {0}}}$ $Q _ {{t_ {0}}}$ и $Q tm {\ displaystyle Q_ {t_ {m}}}$ $Q _ {{t_ {m }}}$ дают количественные данные за эти периоды.

Проверка личности:
$я (ptm, ptn, α ⋅ qtm, β ⋅ qtn) = 1 ∀ (α, β) ∈ (0, ∞) 2 {\ displaystyle I (p_ {t_ {m}}, p_ {t_ {n) }}, \ alpha \ cdot q_ {t_ {m}}, \ beta \ cdot q_ {t_ {n}}) = 1 ~~ \ forall (\ alpha, \ beta) \ in (0, \ infty) ^ { 2}}$ $I (p _ {{t_ {m}}}, p _ {{t_ { n}}}, \ alpha \ cdot q _ {{t_ {m}}}, \ beta \ cdot q _ {{t_ {n}}}) = 1 ~~ \ forall (\ alpha, \ beta) \ in (0, \ infty) ^ {2}$
Проверка идентичности в основном означает, что если цены остаются прежними, а количества остаются в той же пропорции друг к другу (каждое количество товара умножается на один и тот же коэффициент либо $α {\ displaystyle \ alpha }$ $\ alpha$ , для первого периода, или $β { \ displaystyle \ beta}$ $\ beta$ , для более позднего периода), тогда значение индекса будет равно единице.
Тест на пропорциональность:
$I (ptm, α ⋅ ptn, qtm, qtn) = α ⋅ I (ptm, ptn, qtm, qtn) {\ displaystyle I (p_ {t_ {m}}, \ alpha \ cdot p_ {t_ {n}}, q_ {t_ {m}}, q_ {t_ {n}})) = \ alpha \ cdot I (p_ {t_ {m}}, p_ {t_ {n}}, q_ {t_ {m}}, q_ {t_ {n}})}$ $I (p _ {{ t_ {m}}}, \ alpha \ cdot p _ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {n}}}) = \ alpha \ cdot I (p_ { {t_ {m}}}, p _ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {n}}})$
Если каждая цена в исходном периоде увеличивается в α раз, тогда индекс должен увеличиваться в α раз.
Тест инвариантности к изменениям масштаба:
$I (α ⋅ ptm, α ⋅ ptn, β ⋅ qtm, γ ⋅ qtn) = I (ptm, ptn, qtm, qtn) ∀ (α, β, γ) ∈ (0, ∞) 3 {\ displaystyle I (\ alpha \ cdot p_ {t_ {m}}, \ alpha \ cdot p_ {t_ {n}}), \ beta \ cdot q_ {t_ {m}}, \ gamma \ cdot q_ {t_ {n}}) = I (p_ {t_ {m}}, p_ {t_ {n}}, q_ {t_ {m}) }, q_ {t_ {n}}) ~~ \ forall (\ alpha, \ beta, \ gamma) \ in (0, \ infty) ^ {3}}$ $I (\ alpha \ cdot p _ {{t_ {m}}}, \ alpha \ cdot p_ { {t_ {n}}}, \ beta \ cdot q _ {{t_ {m}}}, \ gamma \ cdot q _ {{t_ {n}}}) = I (p _ {{t_ {m}}}, p_ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {n}}}) ~~ \ forall (\ alpha, \ beta, \ gamma) \ in (0, \ infty) ^ {3}$
Индекс цен не должен изменяться, если цены в оба периода увеличиваются в раз, а количества в обоих периодах увеличиваются в другой раз. Другими словами, величина значений количеств и цен не должна влиять на индекс цен.
Тест соизмеримости:
На индекс не должен влиять выбор единиц, используемых для измерения цен и количеств.
Симметричная обработка времени (или, в случае мер четности, симметричная обработка места):
$I (ptn, ptm, qtn, qtm) = 1 I (ptm, ptn, qtm, qtn) {\ displaystyle I ( p_ {t_ {n}}, p_ {t_ {m}}, q_ {t_ {n}}, q_ {t_ {m}}) = {\ frac {1} {I (p_ {t_ {m}}, p_ {t_ {n}}, q_ {t_ {m}}, q_ {t_ {n}})}}}$ $I (p _ {{t_ {n}}}, p _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {m}}})) = {\ frac {1} {I (p _ {{t_ {m}}}, p _ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {n}}})) }}$
Изменение порядка периодов времени на обратное должно привести к обратному значению индекса. Если индекс рассчитывается от самого последнего периода времени к более раннему периоду времени, он должен быть обратной величиной индекса, найденного при переходе от более раннего периода к более позднему.
Симметричная обработка товаров:
Все товары должны иметь симметричное влияние на индекс. Различные перестановки одного и того же набора векторов не должны изменять индекс.
Тест на монотонность:
$I (ptm, ptn, qtm, qtn) ≤ I (ptm, ptr, qtm, qtr) ⇐ ptn ≤ ptr {\ displaystyle I (p_ {t_ {m}}, p_ {t_ {n}}, q_ {t_ {m}}, q_ {t_ {n}})) \ leq I (p_ {t_ {m }}, p_ {t_ {r}}, q_ {t_ {m}}, q_ {t_ {r}}) ~~ \ Leftarrow ~~ p_ {t_ {n}} \ leq p_ {t_ {r}}}$ $I (p _ {{t_ {m}}}, p _ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {m}}}, q_ {{t_ {n}}}) \ leq I (p _ {{t_ {m}}}, p _ {{t_ {r}}}, q _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {r}) }}) ~~ \ Leftarrow ~~ p _ {{t_ {n}}} \ leq p _ {{t_ {r}}}$
Индекс цен для более низких цен более позднего периода должен быть ниже, чем индекс цен для более высоких цен более позднего периода.
Тест среднего значения:
Общая относительная цена, подразумеваемая индексом цен, должна находиться между наименьшими и наибольшие родственники цены для всех товаров.
Тест на цикличность:
$I (ptm, ptn, qtm, qtn) ⋅ I (ptn, ptr, qtn, qtr) = I (ptm, ptr, qtm, qtr) ⇐ tm ≤ tn ≤ tr {\ displaystyle I (p_ {t_ {m}}, p_ {t_ {n}}, q_ {t_ {m}}, q_ {t_ {n}})) \ cdot I (p_ {t_ { n}}, p_ {t_ {r}}, q_ {t_ {n}}, q_ {t_ {r}}) = I (p_ {t_ {m}}, p_ {t_ {r}}, q_ {t_ {m}}, q_ {t_ {r}}) ~~ \ Leftarrow ~~ t_ {m} \ leq t_ {n} \ leq t_ {r}}$ $I (p _ {{t_ { m}}}, p _ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {n}}}) \ cdot I (p _ {{t_ {n}}}, p_ {{t_ {r}}}, q _ {{t_ {n}}}, q _ {{t_ {r}}}) = I (p _ {{t_ {m}}}, p _ {{t_ {r}}) }, q _ {{t_ {m}}}, q _ {{t_ {r}}}) ~~ \ Leftarrow ~~ t_ {m} \ leq t_ {n} \ leq t_ {r}$
Дано три упорядоченных на iods $tm {\ displaystyle t_ {m}}$ $t_m$ , $tn {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ , $tr {\ displaystyle t_ {r}}$ $t_{r}$ , индекс цен для периодов $tm {\ displaystyle t_ {m}}$ $t_m$ и $tn {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ , умноженное на индекс цен для периодов $tn {\ displaystyle t_ {n}}$ $t_ {n}$ и $tr {\ displaystyle t_ {r}}$ $t_{r}$ должны быть эквивалентны индексу цен для периодов $tm {\ displaystyle t_ {m}}$ $t_m$ и $tr {\ displaystyle t_ {r}}$ $t_{r}$ .

Изменение качества

Индексы цен часто отражают изменения цен и количества товаров и услуг, но они часто не учитывают за изменение качества товаров и услуг. Этого можно было бы избежать, если бы основной метод соотношения цены и качества, а именно гедонистическая регрессия, можно было бы обратить вспять. Тогда изменение качества можно будет рассчитать по цене. Вместо этого статистические агентства обычно используют индексы цен на основе сопоставленных моделей, когда цена одной модели конкретного товара устанавливается в одном магазине через определенные промежутки времени. Метод сопоставленной модели становится проблематичным, когда статистические агентства пытаются использовать этот метод для товаров и услуг с быстрой сменой характеристик качества. Например, компьютеры быстро совершенствуются, а конкретная модель может быстро устареть. Статистики, составляющие индексы цен на основе сопоставленных моделей, должны решить, как сравнивать цену устаревшего товара, первоначально использованного в индексе, с новым и улучшенным товаром, который его заменяет. Статистические агентства используют несколько различных методов для такого сравнения цен.

Обсуждаемая выше проблема может быть представлена как попытка сократить разрыв между ценой на старый товар в момент времени t, $P (M) t {\ displaystyle P (M) _ {t}}$ $P (M) _ {{t}}$ , с ценой нового товара в более поздний период времени, $P (N) t + 1 {\ displaystyle P (N) _ {t + 1}}$ $P (N) _ {{t + 1}}$ .

В методе наложения используются цены, собранные для обоих товаров за оба периода времени, t и t + 1. Относительная цена $P (N) t + 1 {\ displaystyle {P (N) _ {t + 1}}}$ ${P(N)_{{t+1}}}$ / $P (N) t {\ displaystyle {P (N) _ {t}} }$ ${P (N) _ {{t}}}$ .
Метод прямого сравнения предполагает, что разница в цене двух товаров не связана с изменением качества, поэтому в индексе используется вся разница в цене. $п (N) t + 1 {\ displaystyle P (N) _ {t + 1}}$ $P (N) _ {{t + 1}}$ / $P (M) t {\ displaystyle P (M) _ {t}}$ $P (M) _ {t}$ используется как относительная цена.
Ссылка на показ без изменений предполагает противоположность методу прямого сравнения; предполагается, что вся разница между двумя предметами связана с изменением качества. Относительная цена на основе «ссылка на показ без изменений» равна 1.
Метод удаления просто оставляет относительную цену для изменяемого товара вне индекса цен. Это эквивалентно использованию среднего значения других родственников цен в индексе в качестве относительных цен для изменяющегося товара. Аналогичным образом, вменение среднего класса использует относительную среднюю цену для товаров с аналогичными характеристиками (физическими, географическими, экономическими и т. Д.) Для M и N.

См. Также

Список литературы

Дополнительная литература

Chance, W.A. «Заметка о происхождении индексных чисел», The Review of Economics and Statistics, Vol. 48, № 1. (февраль 1966 г.), стр. 108–10. URL подписки
Diewert, W.E. Глава 5: «Индексные числа» в очерках по теории индексных чисел. ред. W.E. Диверт и А. Накамура. Vol 1. Elsevier Science Publishers: 1993. (Также онлайн.)
Маккалок, Джеймс Хьюстон. Деньги и инфляция: монетаристский подход 2e, Harcourt Brace Jovanovich / Academic Press, 1982.
Triplett, Jack E. «Экономическая теория и альтернативные индексы количества и цен BEA», Обзор текущего бизнеса, апрель 1992 г.
Триплетт, Джек Э. Справочник по гедоническим индексам и качественным корректировкам цен Индексы: Специальное приложение к продуктам информационных технологий. Рабочий документ Директората ОЭСР по науке, технологиям и промышленности. Октябрь 2004 г.
Министерство труда США BLS «Индекс цен производителей Часто задаваемые вопросы ".
Воан, Райс. Беседа о монетах и чеканке (1675). (Также онлайн по главам. )

Внешние ссылки

Руководства

Данные

Индекс потребительских цен (ИПЦ) данные из BLS
Производитель Индекс цен (PPI) данные из BLS