Курс социально-экономической статистики (стр. 164 из 182)

Значительная доля расхождения объясняется включением рядом стран в свой экспорт операций в рамках так называемой «челночной» торговли. Именно этим обстоятельством в значительной части объясняются причины расхождений российских данных по импорту с данными по экспорту Китая, Сингапура, Республики Корея, Турции и др.

Наибольшее занижение российского импорта отмечается по продовольственным товарам, одежде и обуви, мебели, транспортным средствам, бытовой технике, т.е. по товарам, на которые установлены наиболее высокие ставки импортных пошлин.

Повышение степени сопоставимости данных по внешней торговле на международном уровне является важным условием расширения аналитических возможностей использования этих данных. В связи с этим на двусторонних встречах экспертов стран на регулярной основе рассматриваются расхождения в данных и выявляются их причины.

51.6. Индексный метод в статистике внешней торговли*

* Подробнее этот метод анализа внешней торговли освещен автором данного параграфа в статье «К вопросу использования индексного метода в статистике внешней торговли» (Вопросы статистики. 1996. № 7).

Для характеристики динамики внешней торговли наряду с абсолютными величинами широко используются различные относительные показатели, в частности, система экономических индексов.

Система индексов. При изучении внешней торговли исчисляются различные виды индексов, из которых наиболее важны:

- индексы стоимости;

- индексы цен;

- индексы физического объема;

- индексы условий торговли.

Перечисленные индексы относятся к экономическим индексам, которые обычно образуют некоторые системы, отражающие взаимосвязи исходных экономических параметров.

Так, взаимосвязь индексов стоимости (I_pq), цен (I_p) и физического объема (I_q) следующая:

В формализованном виде данная взаимосвязь индексов выражается следующей мультипликационной моделью:

(51.1)

где р_i1 — цена i-го товара в текущем периоде;

p_i0 — цена i-го товара в базисном периоде;

q_i1 — количество i-го товара в текущем периоде;

q_i0 —- количество i-го товара в базисном периоде;

п — количество товаров в группе.

Разность значений числителя и знаменателей в этих формулах означает абсолютную величину изменения стоимостных объемов, что позволяет разложить по факторам прирост (уменьшение) общих стоимостных объемов за изучаемые периоды.

Приведенная мультипликационная модель взята за основу при построении системы индексов внешней торговли России, которые с 1995 г. исчисляются таможенной статистикой. Исходной информационной базой являются грузовые таможенные декларации (ГТД), где отражается объем экспорта/импорта товаров в долларах США («статистическая стоимость») и в натуральных единицах измерения (основная единица — весовая).

Сводный индекс внешнеторговых цен определяется по модифицированной формуле Пааше:

(51.2)

где i_p = p_i1 / p_i0 — индивидуальные индексы средних цен.

Индивидуальные индексы цен исчисляются по низшим классификационным группам товаров (6 или 9 значного кода ТН ВЭД), разагрегированным до уровня страны-партнера («товар-страна» и «страна-товар»). В качестве средних цен р_i1 и р_i0 берется «средняя удельная стоимость» единицы товара, определяемая как отношение статистической стоимости к объему в натуральных единицах измерения (основные единицы — весовые). Индивидуальные индексы цен агрегируются в сводные по среднегармонической формуле Пааше (51.2).

Расчет сводного индекса проводится поэтапно.

В приведенной табл. 51.3 индексы стоимости, количества и цен, исчисленные по каждой из стран (гр. 7, 8, 9), рассматриваются как индивидуальные индексы, а по итоговым строкам —как групповые. При этом индексы цен по группам стран являются индексами переменного состава, в которых отражаются изменение цен по каждой стране («товар-страна») и влияние структурного фактора. При определении сводного индекса внешнеторговых цен по формуле (51.2) агрегируются индивидуальные индексы, исчисленные по сопоставимым позициям «товар-страна» по странам дальнего зарубежья (ДЗ) и СНГ. Значение этих индексов распространяется на всю совокупность позиций «товар-страна».

Схема расчета системы индексов внешней торговли по одной из групп экспорта товаров рассматривается в табл. 51.3.

В рассматриваемом примере сводные индексы среднеквартальных цен по сопоставимым в динамике странам — контрагентам составили:

по странам ДЗ Iр_j = 14922 /16657 = 0,896 или 89,6%

по странам СНГ

(Казахстан) Iр_j = 107,8%.

Величины этих индексов используются для расчета сводного индекса в целом по экспорту:

Следующим этапом является расчет системы индексов экспорта товара и абсолютных размеров его изменения, используя мультипликативную: модель (51.1), схема расчета приведена в табл. 51.4.

При изучении внешней торговли важно анализировать не только изменение стоимости, цен, физического объема, но и оценивать сложившиеся условия торговли. С этой целью экономической теорией предлагается ряд показателей, например:

общие условия торговли (Т_o = I_pqэк / I_pqим);

реальные условия (Т_р = I_pэк / I_рим);

валовые условия (Т_в = I_qэк / I_qим);

условия торговли по доходу (Т_д = Тр х I_qэк).

Соотношение изменения цен или «реальные условия торговли» можно рассматривать как индекс покупательной способности (в единицах импорта) фиксированного объема экспорта.

Показатель валовых условий торговли представляет отношение индекса физического объема экспорта к индексу физического объема импорта.

Показатель условий торговли по доходам определяется как произведение показателя реальных условий торговли на индекс физического объема по экспорту и характеризует, в известной мере, улучшение внешней торговли в текущем периоде по сравнению с базисным. На практике в основном используется показатель реальных условий торговли. Интерпретация других показателей сложна и не бесспорна.

Таблица 51.3

Экспорт метанола (спирта метилового) код ТН ВЭД 290 511 000 из России в 1 кв. 1997, 1998 гг.

Источник: Таможенная статистика внешней торговли РФ. Бюллетень 1 кв. 1998 г. (М. 1998. С.205) и расчеты автора.

Таблица 51.4

Расчет сводных индексов внешней торговли по группе стран

Факторный анализ изменения средних цен и количества товаров по однородным товарным группам. По достаточно однородным товарам, как например, приведенным в табл. 51.3, правомерно исчислять «среднюю цену» по группе и суммировать количество товаров в натуральных единицах измерения. В этом случае средняя цена по группе (в данном примере — стран), для каждого рассматриваемого периода является средневзвешенной величиной и в динамике она изменяется под влиянием двух факторов: ценового и структурного. Выделить и измерить влияние каждого фактора можно также, используя индексный метод. Для сопоставимой совокупности в теории статистики разработана взаимосвязанная система* индексов средних величин переменного, постоянного составов и структурных сдвигов:

где

— индекс цен переменного состава;

— индекс цен постоянного состава;

— индекс, отражающий влияние структурного фактора.

* В этой системе и далее индекс «с» относится к сопоставимым странам-контрагентам, а «с1» означает расчет средней базисной цены по структуре текущего периода.

Данная система индексов не дает полного представления об изменении цен по рассматриваемой совокупности стран.

По всей совокупности стран-контрагентов взаимосвязанная система индексов средних цен будет следующей:

I_pнов — влияние на динамику средней цены появления в текущем периоде новых стран-партнеров, а I_pвыб — влияние выбытия стран-партнеров.

В развернутом виде данную систему индексов представим как соотношение средних цен:

(51.3)

где

— ценовой фактор;

— структурный фактор.

Разница числителей и знаменателей этих соотношений цен будет характеризовать абсолютный размер изменения средних цен (Δр), обусловленное различными факторами, т.е.