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 тенденцію в одному напрямі (rpq >0), т. е. в умовах диктату
постачальника. При ринку домінуючого попиту, різноманітності товарів,
конкуренції IpП < IpЛ (зростання цін спричиняє відносне зниження об'єму
купівель).
Приклад:
За умовами попереднього прикладу зробимо необхідні розрахунки (звичайно,
трьох рівнів недостатньо для достовірної оцінки варіації, в цьому випадку
це спрощує розрахунки прикладу) (см приложение3).
Формула Еджворта - Маршалла:
pi1(q1+q0)(/2)
IЭ-М=
( 14 )
pi0(q1+q0)(/2)
Формула ( 14 ) вловлює зсуви в структурі купівлі, але при в'язана до
умовної структури товарообороту, не характерної ні для одного реального
періоду, не має прямого економічного значення. Її розрахунок зустрічає
перешкоди в зборі матеріалів, як і розрахунок по формулі Пааше.
Найбільш вдалим компромісом багато які економісти вважають «ідеальний»
індекс Фішера:
IФ =
IpП ( IpЛ (
15 ))
який оцінює не тільки набір товарів базисного періоду по цінах поточного,
але і набір товарів поточного періоду по цінах базисного. Застосовується у
разі труднощів з вибором ваги або значної зміни структури ваги.Різновидом
роздрібних цін є ціни на продукти масового (суспільного) харчування. Вони
утворяться на базі роздрібних або оптових цін на продукти, що купуються
підприємствами масового живлення з доданням націнки, що відшкодовує витрати
на переробку продуктів і що дає прибуток. Безпосередня реєстрація цін
продукції масового живлення практично неможлива через велику
різноманітність її складу і відсутність стабільної одиниці вимірювання.
Тому для розрахунку індексу цін на продукцію масового живлення обчислюють
індекс цін на витрачені продукти і товари, продані на підприємствах
масового живлення, і індекс цінових чинників націнки (Inp). Останній, в
свою чергу, складається з двох індексів: індексу норм націнок (тобто
відсотка націнки до ціни продукту) і індексу зміни самих цін: n1p1q1 n1p1q1 n0p1q1
=
( ( 16 ) n0p0q1 n0p1q1 n0p0q1 де n - норма націнки товару; k - число i - х різновидів товарів.
Оскільки витрата продуктів у виробництві продукції масового споживання враховується у вартісних одиницях, то для розрахунку використовується формула середнього гармонічного індексу:
n1p1q1
Inp =
( 17 )
(1/inp)n1p1q1
де inp = in ( ip =
n1p1 / n0p0
( 18 ))
Формула індексу цін масового споживання має вигляд: p1q1 + n1p1q1 p1q1 + n1p1q1
Ip = =
( 19 ) p0q1 + n0p0q1 (1/ip) p1q1 +
(1/inp)n1p1q1
Індекси при систематичному розрахунку з року в рік утворять індексні ряди.
Розрізняють базисні ряди (ціни кожного року порівнюються з цінами року,
прийнятого за базу) і ланцюгові (що характеризують зміну цін в порівнянні з
попереднім роком). Ваги індексів ряду можуть бути постійними (на рівні
одного року), і тоді вироблення ланцюгових індексів дасть базисний індекс.
Застосування системи змінної ваги (по кількості товарів звітного року) в
індексному ряду цін породжує помилку при переході від ланцюгових індексів
до базисних і зворотне (Iлан > Iбаз), оскільки позитивна кореляція між
поточною зміною цін і минулою зміною кількості проданих товарів. Ця помилка
мала, якщо кореляційний зв'язок між зміною цін і кількості проданого товару
незначний. На практиці система ланцюгових індексів (достоїнство - скорочує
період порівняння, обмежує коло непорівнянних товарів) використовується для
коротких періодів, потім здійснюється поправка по формулі базисного
періоду, оскільки за тривалий період помилка нагромаджується.
Чисельні значення індексів, розрахованих по різних формулах на основі одних
і тих же даних, відрізняються і часом значно, особливо в роки різких змін
рівня цін і пов'язаної з цим зміни структури попиту. Віддати перевагу одній
формулі важко: різні цілі диктують застосування індексних форм, що мають
різне економічне значення. Відмова від концепції єдиного індексу цін на
користь концепції системи індексів дозволить дати узагальнюючу
характеристику і оцінку основних причин зміни роздрібних цін. Але оскільки
все ж індексний метод не універсальний, а відображає лише тенденцію
зрушення цін, то не можна вимагати більшої визначеності від розрахованих
індексів. Крім того, на чистоту результатів величезний вплив надає
достовірність початкових матеріалів, особливо помилка вибірки, міра
показності товарів, включених в розрахунок.
Особливості встановлення цін на нові товари
Встановлення цін на нові товари відноситься до найбільш складної області реалізації цінової стратегії і маркетингової діяльності підприємства. Ця складність зумовлена наступними моментами: по-перше, необхідністю завоювання ринку для нового товару, отримання на ньому певної частки і визнання споживачем. Головною задачею є виявити приховані за будь-яким товаром потреби споживача і продавати не властивості товару, а вигоду від нього; по-друге, обмеженістю достовірної інформації про ринок нового товару, його випробування покупцем, оскільки поява цього товару на ринку - справа майбутнього. Відносно висока частка ризику в оцінці початкової інформації; по-третє, певною трудністю прогнозування майбутньої кон'юнктури ринку і сприйняття ним нового товару, в тому числі складністю передбачення впливу на споживача реклами і інших маркетингових заходів.
Міра невизначеності (або рівень складності передбачення життєвості нового товару на ринку і, звичайно, ціни на цей товар) неоднакова для різних видів нових товарів. Існує розділення по нових товарах особистого споживання і по нових товарах виробничого і, зокрема, виробниче-технічного призначення. Міра невизначеності різна і по нових послугах як споживчого, так і виробничого характеру.
По характеру і мірі новизни товари-новинки можуть бути згруповані таким чином:
