Исследование распределения внешнеторговых цен с применением статистического анализа вариации Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

УДК 339.562

ИССЛЕДОВАНИЕ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ВНЕШНЕТОРГОВЫХ ЦЕН С ПРИМЕНЕНИЕМ СТАТИСТИЧЕСКОГО АНАЛИЗА ВАРИАЦИИ

М.Б. Худжатов

Аннотация. В статье представлена методика проверки нормальности распределения внешнеторговых цен при импорте товаров в Россию. Обоснована целесообразность применения данной методики для обеспечения эффективности дальнейших статистических исследований таможенными органами России.

Ключевые слова: внешнеэкономическая деятельность, импорт, таможенное регулирование, таможенная статистика/

STUDY OF THE DISTRIBUTION OF FOREIGN TRADE PRICES USING STATISTICAL ANALYSIS OF VARIATION

M.B. Khudzhatov

Abstract. The article presents a technique for verifying the normal distribution of foreign trade prices for the import of goods to Russia. The expediency of applying this technique to ensure the effectiveness of further statistical studies by the customs authorities of Russia.

Keywords: foreign economic activity, import, customs regulation, customs statistics.

На современном этапе развития экономики Российской Федерации важнейшую роль играют таможенные платежи, доля которых в структуре доходов федерального бюджета РФ составляет около 55 % (рисунок 1).

В соответствии со ст. 46 Таможенного кодекса Евразийского экономического союза (ЕАЭС) к таможенным платежам относятся [1]:

- ввозная и вывозная таможенные пошлины;

- налог на добавленную стоимость и акцизы, взимаемые при ввозе товаров на таможенную территорию ЕАЭС;

- таможенные сборы.

Как правило, таможенные платежи взимаются по адвалорным ставкам, когда базой для исчисления их сумм является таможенная стоимость товаров. В свою очередь таможенная стоимость определя-

Ввозные пошлины - 4,2 %

Акцизы на ввозимые

товары - 0,5 %

Прочие - 17,1 %

Нефтегазовые доходы - 36,0 %

НДС на ввозимые товары - 14,2 %

J

Налог на прибыль - 3,6 %

Акцизы - 4,7 %

НДС (внутренний) - 19,7 %

Рисунок 1. Структура доходов федерального бюджета РФ

в 2017 г. [5]

ется по цене сделки с товарами, которые перемещаются через таможенную границу ЕАЭС. По этой причине таможенные органы уделяют пристальное внимание стоимостным показателям внешнеторговых сделок, а именно ценовой информации о товарах [7, с. 91-101].

Поскольку товары, перемещаемые через таможенную границу ЕАЭС, подлежат обязательному таможенному декларированию, ценовую информацию можно исследовать по базам данных деклараций на товары (далее - ДТ). Учитывая тот факт, что база данных электронных копий ДТ за ряд лет представляет собой совокупность сотен тысяч ДТ, внешнеторговые цены зачастую могут распределяться крайне неоднородно. В целях обеспечения высокой эффективности анализа ценовой информации о товарах при контроле таможенной стоимости целесообразно применять статистические методы [2]. Одним из таких методов является статистическое изучение вариации и определение нормальности рядов распределения.

В процессе вариационного анализа исходные данные группируются в виде ряда распределений, рассчитываются статистические

характеристики, описывающие форму распределения, создается его график. После этого можно сделать вывод о связи между закономерностью и случайностью.

В статистике вариация определяется как количественные изменения изучаемого признака в пределах однородной совокупности, обусловленные влиянием различных факторов. Изучая силу и характер вариации, можно оценить, насколько однородным является множество, а также насколько типичным является рассчитанное среднее значение. При этом используются абсолютные и относительные показатели вариации [3, с. 37-41]:

1. Абсолютные показатели вариации:

- размах вариации;

- среднее абсолютное линейное отклонение;

- дисперсия;

- среднеквадратическое отклонение.

2. Относительные показатели вариации:

- коэффициент вариации;

- относительное линейное отклонение;

- коэффициент осцилляции.

Простейшим показателем вариации является размах вариации, который рассчитывается как разность между максимальным и минимальным значениями признака. Основной недостаток размаха вариации заключается в чувствительности к случайным максимальным значениям. В этой связи используют более устойчивые показатели вариации - среднее абсолютное линейное отклонение и дисперсию.

Среднее линейное отклонение имеет более простую формулу расчета по сравнению с дисперсией. Вместе с тем дисперсия позволяет отобразить общую вариацию показателя по факторам, что очень важно при анализе взаимосвязей. В качестве основного недостатка дисперсии отмечают ее квадратичность, которая препятствует ясности представления относительно среднего.

По этой причине используется еще один показатель - средне-квадратическое отклонение, позволяющий визуализировать среднюю ширину распределения в исходных единицах измерения. Средне-квадратическое отклонение представляет собой корень квадратный из дисперсии и обозначается а:

/ I (х. - х)2

о= V ---------(1)

п у '

где х . - значение признака (цена товара); х - средняя арифметическая; п - количество значений.

Относительные показатели позволяют сравнивать характер рассеивания в различных распределениях. В этом случае расчет относительного показателя вариации осуществляется как отношение абсолютного показателя вариации к среднему арифметическому, умноженному на 100 %.

Кроме того, в целях характеристики форм рядов распределения используются коэффициенты асимметрии и эксцесса.

Коэффициент асимметрии (А*) является мерой скошенности распределения и вычисляется по формуле:

I (х . - х)3

А =-------- (2)

* п х о3

где с - среднеквадратическое отклонение.

Для симметричных распределений А* = 0, при правосторонней скошенности (когда вершина гистограммы сдвинута к минимальным значениям) А* > 0, а при левосторонней А* < 0.

Коэффициент эксцесса (Ех) является мерой крутости распределения и вычисляется по формуле:

I (х . - х)4

Е = -------- (3)

х п х о4

Коэффициент эксцесса равен 0 для умеренно крутых распределений, а также для нормальных распределений. Для более крутых, чем нормальное распределение, Ех > 0, для более сглаженных Ех < 0.

При проведении анализа вариационных рядов существенное значение имеет тип распределения. В целях обеспечения высокой эффективности статистического анализа ценовой информации о товарах ряд должен иметь нормальное распределение. Столбиковая диаграмма, построенная из нормально распределенного вариационного ряда, имеет куполообразную форму. При нормальном распределении отклонение значений показателя от среднего более чем

на 3а маловероятно, а коэффициенты асимметрии и эксцесса должны быть равны нулю [4, с. 117-124].

С учетом вышеизложенных положений можно предложить методику проверки нормальности ряда распределения. Проверку гипотезы о нормальности распределения по небольшой выборке целесообразно проводить в четыре этапа (рисунок 2).

На первом этапе необходимо построить гистограмму ряда распределения. Если гистограмма куполообразная, гипотеза о нормальности принимается.

На втором этапе осуществляется проверка правила «средне-квадратическое отклонение, помноженное на 3».

Если |х - х| < 3а и |х - х| < 3а, гипотеза о нормальности

1 тах 1 1 тт 1 ' г

принимается.

На третьем этапе проводится проверка существенности коэффициента асимметрии. Если < 1, гипотеза о нормальности принимается.

На последнем, четвертом этапе проводится проверка существенности коэффициента эксцесса. Если |Ех| < 1, гипотеза о нормальности принимается.

Если на каждом из четырех шагов гипотеза о нормальности распределения принимается, такой ряд имеет нормальное распределение, и его можно использовать для дальнейших исследований. В противном случае, гипотеза о нормальности отвергается.

Рисунок 2. Этапы проверки гипотезы о нормальности распределения

Покажем применение предлагаемой методики на примере распределения внешнеторговых цен на свежие овощи (позиция 0709 ТН ВЭД ЕАЭС) в 2017 г.

По данным ФТС России внешнеторговые цены при импорте свежих овощей распределились по странам следующим образом (таблица 1).

Таблица 1

Распределение внешнеторговых цен при импорте овощей

в 2017 г. [6]

0709 - овощи прочие, свежие или охлажденные Цена, долл./кг Количество, т Стоимость, тыс. долл. США

Казахстан 0,13 12 035 1584,90

Беларусь 0,50 61 764 30 729,20

Армения 0,52 2366 1225,40

Киргизия 0,71 244 174,40

Турция 0,77 32 694 25 080,80

Узбекистан 0,79 17 053 13 536,00

Македония 1,00 956 958,80

Азербайджан 1,03 2220 2289,00

Грузия 1,05 3113 3260,00

Аргентина 1,05 210 221,00

Иран 1,07 12 727 13 569,30

Туркмения 1,08 28 30,30

Китай 1,11 42 096 46 565,40

Иордания 1,16 1172 1365,20

Сирия 1,30 92 119,30

Перу 1,34 151 201,80

Марокко 1,37 6192 8487,00

Израиль 1,38 65 112 89 966,80

Египет 1,42 597 849,50

Сан-Марино 1,49 205 305,90

Прочие страны 1,53 82 125,10

Молдова 1,66 60 99,60

Сербия 1,74 913 1590,60

Далее с помощью табличного процессора Excel рассчитаем показатели вариации внешнеторговых цен (таблица 2).

Таблица 2

Показатели вариации цен при импорте свежих овощей в 2017 г.

Показатели вариации Значение

Максимальная цена 1,74

Минимальная цена 0,13

Размах вариации 1,61

Средняя арифметическая цены х х 1,10

Среднее абсолютное линейное отклонение 0,30

Дисперсия 0,15

Среднее квадратическое отклонение а 0,39

Коэффициент вариации 35%

Коэффициент осцилляции 147%

Относительное линейное отклонение 27%

Коэффициент асимметрии А^ 0,87

Коэффициент эксцесса Ех 0,19

Далее необходимо провести проверку гипотезы о нормальности распределения внешнеторговых цен:

1. Анализ формы гистограммы (рисунок 3). Гистограмма имеет куполообразную форму, следовательно, гипотеза о нормальности принимается.

Вес, т 120000,00 100000,00 80000,00 60000,00 40000,00 20000,00 0

Цена, долл./кг

0-0,4

0,4-0,8 0,8-1,2 1,2-1,6

1,6-2

Рисунок 3. Гистограмма распределения цен при импорте овощей в 2017 г.

2. Правило 3-х дельт: 3с = 3 x 0,39 = 1,17. |х - х | = 1,74 - 0,92 = 0,82;

1 max ср] '

|х . - х | = 0,92 - 0,13 = 0,79.

1 mm ср] '

Поскольку 0,82 < 1,17 и 0,79 < 1,17, гипотеза о нормальности принимается.

3. Проверка существенности коэффициента асимметрии: < 1. Поскольку 0,87 < 1, гипотеза о нормальности принимается.

4. Проверка существенности коэффициента эксцесса: |EJ < 1. Поскольку 0,19 < 1, гипотеза о нормальности принимается.

Таким образом, на каждом из четырех шагов гипотеза о нормальности принимается, следовательно, рассмотренный вариационный ряд имеет нормальное распределение. По результатам проведенных расчетов сделаем вывод о том, что по данной выборке можно проводить дальнейшие статистические исследования с целью принятия эффективных управленческих решений таможенными органами России.

Предложенная методика носит универсальный характер, поэтому может применяться при анализе распределения внешнеторговых цен по всей номенклатуре товаров.

Библиографический список

1. Таможенный кодекс Евразийского экономического союза (приложение № 1 к Договору о Таможенном кодексе Евразийского экономического союза) // Официальный сайт Евразийского экономического союза URL: http://www.eaeunion.org (дата обращения: 23.03.2018).

2. Арский А.А. Применение формулы Харриса-Уилсона (Economic Order Quantity) в логистическом проектировании малого бизнеса // Маркетинг и логистика. 2016. № 2 (4).

3. Беляева Е.Н., Войналович Я.С. Факторный анализ изменения доходов, администрируемых таможенными органами Южного таможенного управления по импорту в 2016 году // Наука и образование: хозяйство и экономика; предпринимательство; право и управление. 2016. № 9 (76).

4. Кудрявцев О.Е., Тамразян С.Э. Применение методов описательной статистики в анализе таможенных рисков // Финансы: теория и практика. 2017. Т. 21. № 1.

5. Информационный портал Министерства финансов РФ. URL: www. minfin.ru/ (дата обращения: 06.03.2018).

6. Информационный портал ФТС России для участников ВЭД. URL: http:// ved.customs.ru/ (дата обращения: 06.03.2018).

7. Худжатов М.Б. Исследование дифференциации внешнеторговых цен с применением дисперсионного анализа // Вестник Российского университета дружбы народов. Серия: Экономика. 2017. Т. 25. № 1.

М.Б. Худжатов

кандидат экономических наук доцент кафедры таможенного дела Российского университета дружбы народов (г. Москва) E-mail: mikailkhudzhatov@mail.ru