CC BY
13
щ
л *а
=
кегмонапмстмка
" V К * . я '
wfif*
/V/ ' *
/У4
s
/ T,tv V
V-
2020 Том 7 № 6
Егор
ЛвОНИДОВИЧ
Кандидат экономических наук, старший тарный И 1С к
Инститрт экономических i^t^t^j^^^OT^i^i^ii ДВО РАН, ул. Тихоочеанстая, 15a , Хабаровск, Россия, 680042
DOMNICH Yegor
Leonidovich
Candidate of science
(econ onnics), senior re search
fellow
Economic Research Institute FEB RAWw
153, TlOhookeunsSaya Street, Khabarovsk, Russia, 680042
chaoosaeen@sancex. nu
_
~T—
ПРИГЛАШЕНИЕ К ДИСКУССИИ
УДК 338.001.36+338.5
ОТНОСИТЕЛЬНЫЙ УРОВЕНЬ ЦЕН В ГОРОДАХ И РЕГИОНАХ: СРАВНИТЕЛЬНЫЙ АСПЕКТ
В исследовании обсуждается аналитическая ценность индекса стоимости жизни как показателя относительного уровня цен в экономическом пространстве России. Оценки индекса, формируемые Росстатом, неоднородны по географическому охвату и репрезентативности данных по регионам. Худшая репрезентативность показателя характерна для самых отсталых регионов позднего о воения и развитых регионов с равномерно распределённым городским населением. Оспаривается тезис об исключительности индекса в качестве измерителя относительного уровня цен по сравнению с другими пространственными индексами.
шшш = ж
Индекс стоимости жизни, регионы России, Дальний Восток
■ ■ ■
официальная статистика,
RELATIVE PRICE LEVELS IN CITIES AND REGIONS: A COMPARATIVE ASPECT
The study discusses the analytical value of the cost-of-living index as a measure of the relative price level in the Russian economic space. It is established that the estimates of the cost-of-living index obtained by Rosstat are heterogeneous across the country in terms of territorial coverage and representativeness of data by region. The worst representation of the indicator is typical for the most backward regions of late development and the most developed regions with an evenly distributed urban population. The thesis about the exclusivity of the cost-of-living index as a measure of the relative price level in comparison with other spatial indices is disputed.
Cost-of-living index, official statistics, regions of Russia, Russian Far East
Гегионалистика 2020 Том 7 № 6
// У»
г
Введение
Оценка масштабов ценовой дифференциации и факторов, определяющих различия в уровнях цен для разных территорий одной страны, занимает важное место в мировой научной литературе. Данная проблема активно изучается на основе данных по городам и регионам США [11; 14; 16], Канады [12] и Европейского союза [13]. Выделяется также направление, акцентирующее внимание на методических аспектах объективности оценки уровня цен и совершенствования системы ценового мониторинга [9; 15]. В российской научной литературе как эмпирическое [1; 4; 6; 10], так и методическое [1; 2; 3; 5] направления исследований в области ценообразования и пространственной дифференциации цен выглядят скромнее. Настоящая работа выполнена на стыке указанных направлений и сосредоточена на разборе аналитических возможностях показателей, формируемых Росстатом, с точки зрения их использования для оценки относительного уровня цен в регионах.
Индекс стоимости жизни (ИСЖ), по мнению российских и зарубежных исследователей, является наиболее объективным официальным пространственным дефлятором стоимостных индикаторов по регионам страны, позволяющим сопоставлять их уровень [1; 2; 3; 4; 5; 9]. В решении прикладных аналитических задач ИСЖ также применяется как пространственный дефлятор [4; 7] и самостоятельный экономический показатель, характеризующий общую дифференциацию стоимости жизни в регионах [8].
Таким образом, об ИСЖ сложилось мнение как о наилучшем пространственном индексе для оценки относительного уровня цен в экономическом пространстве страны. Это положение требует проверки на основе фактических статистических данных о географическом охвате и репрезентативности.
Уровень ИСЖ по городам РФ увеличивается с юга на север и с запада на восток. Дальний Восток существенно отстаёт от остальной России: средний уровень цен здесь стабильно выше среднероссийского. Поэтому уровень цен в макрорегионе заслуживает отдельного рассмотрения и детализации.
В первой части работы рассматриваются сущность и ограничения ценовых индикаторов, на основе которых может формироваться оценка относительного уровня цен в экономическом пространстве России. Во второй части - анализируется объективность ИСЖ как измерителя относительного уровня цен в российских регионах с точки зрения репрезентативности и географического охвата. Оспаривается тезис о конвергенции относительного уровня цен в регионах России. В третьей части работы обсуждаются аналитические преимущества (недостатки) ИСЖ как пространственного индекса по сравнению с прочими ценовыми индексами на основе данных за 2009-2019 гг. по регионам ДФО1.
Относительный уровень цен в экономическом пространстве РФ: проблемы измерения
Обеспечение сопоставимости стоимостных индикаторов играет ключевую роль для пространственного анализа уровня благосостояния населения. Цены на одни и те же потребительские товары различаются в точках экономического пространства, вследствие чего один и тот же уровень дохода обеспечивает неодинаковый уровень потребления в городах России. Поэтому для проведения сравнительных исследований все показатели необходимо выражать в денежных единицах с одинаковой покупательной способностью как во времени, так и в пространстве [1; 4; 6; 13]. В прикладном анализе такие показатели-дефляторы рассчитываются как
1 В составе регионов, утверждённом Указом Президента РФ № 632 от 3 ноября 2018 г.
II ,1 О
ад
кегмонапмстмка
1
2020 Том 7 № 6
.:у:,у- к;, -л: |
• ; '''«.. Ли,;
отношение местного и среднего по стране уровней цен. Оценки относительных уровней цен всегда приближённые [1, с. 77] так как формируются по наблюдениям за ценами на тот или иной набор потребительских товаров и услуг. Такие наборы отличаются по ряду качественных параметров, важнейшим из которых является его продуктовый охват (представительность). Наиболее представительным является индекс потребительских цен (НИЦ), формирующийся по набору из более 500 товаров и услуг. Он характеризует изменение во времени общего уровня цен и тарифов на товары и услуги, приобретаемые населением субъектов РФ для непроизводственного потребления. Основанный на модифицированном индексе Ласпейреса, НИЦ рассчитывается Росстатом помесячно с 1992 г. и измеряет отношение стоимости фиксированного перечня товаров и услуг в ценах текущего периода к его стоимости в ценах предыдущего (базисного) периода.
Концепция формирования НИЦ как дефлятора основывается на предположении о сопоставимости данных как во времени, так и в пространстве [15]. Однако, как отмечают исследователи, фактически это не так. Во-первых, сложно выбрать базовый период, позволяющий свести к минимуму искажения реальных ценовых различий для каждого региона в момент времени [6, с. 365]. Кроме того, структура потребления (веса) товаров и услуг ежегодно пересматриваются1, что позволяет учитывать изменения потребительских предпочтений, но снижает ценность НИЦ как временного дефлятора. Во-вторых, региональные НИЦ несопоставимы между собой, поскольку в каждом регионе используется своя система весов цен товаров и услуг, учитываемых в расчёте. Существует мнение, что оценки «реальных» стоимостных индикаторов, например, доходов, полученные дефлированием на НИЦ, обладают худшими аналитическими свойствами, нежели «более точный» исходный показатель номинальных доходов [1, с. 78].
Базовый индекс потребительских цен (БИИЦ) исключает краткосрочные неравномерные изменения цен под влиянием отдельных факторов, носящих административный или сезонный характер. Нз потребительской корзины БНИЦ исключены товары первой необходимости, что не позволяет использовать его для оценки относительного уровня цен в регионах. Такие товары составляют пятую часть наименований, входящих в корзину НИЦ. Росстат не публикует стоимости потребительских корзин НИЦ и БИИЦ, поэтому в прикладном анализе НИЦ используется совместно с официальными индикаторами стоимости потребительских корзин: фиксированного набора потребительских товаров и услуг для межрегиональных сопоставлений покупательной способности населения и перечня товаров, включённых в условный (минимальный) набор продуктов питания. Иервый набор рассчитывается с 2002 г. и включает в настоящее время 83 наименования товаров и услуг, а второй - с 1992 г. и включает только 33 наименования. Общим принципом при исчислении этих показателей как по субъектам, так и по РФ в целом является использование единых весов (количества товаров), сохраняющихся постоянными на всё время исчисления показателей, и фактических средних потребительских цен. В обоих случаях потребительская корзина «урезана» в первую очередь за счёт непродовольственных товаров и услуг.
Следует обратить особое внимание на ограниченность фиксированного набора потребительских товаров и услуг при межрегиональных сопоставлениях покупательной способности населения. В его состав не входят кондитерские изделия, орехи и сухофрукты, посуда, строительные материалы, средства передвижения, медицинская аппаратура и большинство видов
1 В старой редакции (от 30 декабря 2005 г.) Официальной статистической методологии организации статистического наблюдения за потребительскими ценами на товары и услуги и расчёта индексов потребительских цен веса формировались на основе данных о потребительских расходах за смещённый год, предшествующий отчётному; в действующей редакции (от 27 ноября 2019 г.) - за два смещённых года, предшествующих отчётному.
кегмонапмстмка
f/W<
i
2020 Том 7 № 6
.:vk;. -л: |
• ; ' u '- k -S U.:
услуг1. Мебель представлена столом и стулом, бытовая техника - холодильником и телевизором, лекарственные средства - анальгином, аспирином и корвалолом; бытовые услуги - постановкой набоек, помывкой в бане и стрижкой в женском зале; транспортные услуги - проездом в городском муниципальном автобусе, телекоммуникационные услуги - местным телефонным соединением. Очевидно, такой набор товаров и услуг не отражает спектр потребительских предпочтений населения огромной страны, особенно на этапе роста реальных доходов.
Единственным официальным показателем относительного уровня цен в российском экономическом пространстве является ИСЖ. С 2009 г. Росстат ежегодно рассчитывает индекс как относительную стоимость фиксированного набора из 275 товаров и услуг по 300 городам по сравнению со стоимостью такого набора в среднем по РФ. Он показывает, насколько дороже (дешевле) стоит определённый набор товаров и услуг с едиными объёмами их потребления в тех или иных городах страны. Условно ИСЖ измеряет соотношение стоимости жизни в различных точках экономического пространства со средней стоимостью по стране. В отличие от ИПЦ, при исчислении ИСЖ используется единая система весов для всех городов, которая также ежегодно обновляется.
По охвату как продовольственных, так и непродовольственных товаров ИСЖ практически не уступает ИПЦ, существенные пробелы обнаруживаются лишь в перечне услуг. При расчёте ИСЖ не учитываются услуги в сфере культуры, образования, общественного питания, спорта, банковского, юридического и страхового дела. Медицинские услуги ограничены лечением кариеса и удалением зуба, транспортные услуги - проездом в городском муниципальном автобусе, телекоммуникационные услуги - местным телефонным соединением. Таким образом, с точки зрения методики расчёта и продуктовой представительности ИСЖ в межрегиональных сопоставлениях занимает нишу между ИПЦ и фиксированным набором товаров и услуг. Индекс образует специфический массив данных, детализированных в пространстве, но «сжатых» до среднегодового значения. При этом аналитическая ценность ИСЖ как дефлятора цен неочевидна, поскольку зависит от степени реализации идей, заложенных в методологии статистического наблюдения. Эти идеи оформлены в ряд критериев отбора городов для наблюдения за ценами2:
Первый. Общее число обследуемых населённых пунктов в субъекте РФ должно находиться в пределах 2-4 городов.
Второй. Города, отобранные для наблюдения за ценами, должны отражать географические особенности региона и располагаться в различных его частях.
Третий. В выборку не должны включаться города, расположенные в непосредственной близости друг от друга и от территориального центра, если уровни и динамика цен в этих городах не имеют принципиальных различий.
Четвёртый. Отобранные для наблюдения за ценами города должны характеризоваться наличием устойчивого наполнения потребительского рынка товарами и услугами, входящими в перечень, принятый для ежемесячного наблюдения.
1 См. Приказ Росстата № 780 от 27 ноября 2017 г. «О внесении изменений в Официальную статистическую методологию организации статистического наблюдения за потребительскими ценами на товары и услуги и расчёта индексов потребительских цен, утверждённую приказом Росстата от 30 декабря 2014 г. № 734, и в Официальную статистическую методологию по определению еженедельной оценки индекса потребительских цен, утверждённую приказом Росстата от 2 ноября 2015 г. № 519». URL: http://docs.cntd.ru/document/555748673 (дата обращения: 01.09.2020).
2 Приказ Росстата № 440 от 08 августа 2012 г. «Об утверждении Методологических рекомендаций по расчёту индексов стоимости жизни в отдельных городах Российской Федерации». URL: https://legalacts.ru/doc/prikaz-rosstata-ot-08082012-n-440-ob/ (дата обращения: 01.02.2020).
I , «у* \ «Су-
X /I
к,л« ;
кегмонапмстмка
2020 Том 7 № 6
.:у:,у- к;, -л: |
• ; '''«.. Ли,;
Пятый. Численность населения городов, отобранных для ежемесячного наблюдения за ценами, суммарно должна составлять не менее 35% городского населения субъекта РФ.
Индекс стоимости жизни в городах РФ: географический охват и репрезентативность
Накопленный за одиннадцать лет (2009-2019 гг.) массив значений НСЖ по городам России насчитывает 3002 наблюдения, в том числе 394 - по городам ДФО. Число охваченных наблюдением населённых пунктов выросло с 266 в 2009 г. до 290 в 2019 г. с практически ежегодной вариацией. Наиболее значимым событием стало включение в 2015 г. в выборочную совокупность четырёх городов Республики Крым и города федерального значения Севастополя со средней общей численностью 1,1 млн человек. Десять городов, введённых в выборку в 2019 г., характеризуются только одним наблюдением. В тоже время шесть населённых пунктов исключены из наблюдения. Таким образом, речь идёт об обширной, но несбалансированной панели данных, причём, чем восточнее регион - тем меньше населённых пунктов охвачено наблюдением, а их «удержание» в составе выборки более проблематично. Наиболее чувствительное изменение выборки произошло в Чукотском автономном округе, где сначала был исключён г. Билибино (2017 г.), а затем добавлен г. Иевек (2018 г.). Учитывая, что доля численности населения каждого города в общей численности городского населения региона составляет 13-16%, такие изменения не могут не отразиться на релевантности и сопоставимости регионального НСЖ как показателя относительного уровня цен. Существенное влияние на сопоставимость данных по Краснодарскому краю оказало включение в 2014 г. в выборочную совокупность г. Сочи, в котором проживает свыше 13% численности городского населения региона.
Формирование массива данных в ряде регионов не удовлетворяет первому критерию Официальной методологии статистического наблюдения и расчёта НСЖ. Так, из Ненецкого автономного округа, Республик Северная Осетия (Алания) и Алтай, Еврейской автономной области в обследование включены по одному городу. С учётом региональных географических особенностей отчасти это приводит и к нарушению второго критерия. В отдельных регионах число обследуемых городов выше установленного верхнего предела (4 города): в Свердловской области обследуется 5, в Краснодарском крае и Нркутской области - по 6, в Республике Саха (Якутия), Ленинградской, Ростовской и Нижегородской областях - по 7, в Красноярском крае - 8, а в Московской области - 15. Однако такое множество городов, охваченных наблюдением, не всегда обеспечивает выполнение пятого критерия, устанавливающего минимальное значение показателя на уровне 35% от общей численности населения субъекта. Средняя за 2009-2019 гг. совокупная численность населения 15 городов Московской области составила лишь 29,8% численности городского населения региона. Данному критерию едва удовлетворяет Ленинградская область, в численности городского населения которой, численность населения выбранных городов составляет 36,2%. Далее, в порядке возрастания представительности по численности городского населения в отобранных городах идут Ставропольский край (45,9%) и Ханты-Мансийский автономный округ (48,2%), лишь начиная с Тверской области (54,8%) представительность городов в региональной численности городского населения начинает плавно увеличиваться до 87,3% (Тюменская область). В этом интервале от 55 до 87% находится уровень охвата городского населения статистическим наблюдением по большинству регионов. Только в пяти субъектах РФ обследуется практически 100% городского населения: Республиках Алтай (99,7%), Калмыкия (100%) и городах федерального значения (Москва, Санкт-Иетербург и Севастополь). Таким образом, относительная развитость региона, начиная с некоторого порогового значения, отрицательно влияет на представительность выбранных
кегмонапмстмка
f/W<
i
2020 Том 7 № 6
.:vk;. -л: |
• > ./_ -./IT i'4
для статистического наблюдения городов: по высокоурбанизированному региону с однородно распределённым населением даже 15 городов будут недостаточно репрезентативны. Таким образом, накопленная панель данных отличается не только несбалансированностью, но и дифференцированной репрезентативностью.
Средние величины анализируемой панели данных - среднее арифметическое, мода и медиана - слабо отличаются друг от друга, что характерно как для страны в целом, так и для макрорегионов, например, ДФО (табл. 1). Распределение значений ИСЖ приближается к нормальному, на что указывают небольшие относительно средних величин и год от года снижающиеся стандартное отклонение, дисперсия, коэффициенты асимметрии и эксцесса. Это означает сближение уровней цен в регионах России, в том числе внутри ДФО. Оно происходит за счёт роста уровней цен в городах с низким ИСЖ и уменьшения цен в городах с высоким значением индекса [1, с. 83]. Ценовая ситуация в городах ЦФО служит иллюстрацией первого случая (в 2009-2019 гг. средний ИСЖ увеличился с 0,93 до 0,97 раза), а ценовая ситуация в городах ДФО - второго (средний ИСЖ снизился с 1,29 до 1,22 раза)1. Такое развитие ценовой ситуации названо «тенденцией к конвергенции уровней цен в российских городах» [1, с. 84].
Таблица 1
Описательная статистика массива ИСЖ в разрезе территорий и временных рядов
Показатель РФ ДФО
2009 2014 2019 20092019 2009 2014 2019 20092019
Среднее арифметическое 1,00 1,01 1,00 1,00 1,29 1,25 1,22 1,25
Стандартная ошибка 0,01 0,01 0,01 * 0,05 0,04 0,03 0,01
Медиана 0,94 0,96 0,97 0,96 1,24 1,21 1,19 1,21
Мода 0,91 0,91 0,98 0,89 1,12 1,37 1,11 1,12
Стандартное отклонение 0,21 0,17 0,14 0,17 0,30 0,22 0,20 0,23
Дисперсия выборки 0,04 0,03 0,02 0,03 0,09 0,05 0,04 0,05
Коэффициент эксцесса 7,33 4,65 5,06 5,98 2,15 0,98 0,47 2,01
Коэффициент асимметрии 2,28 1,88 1,86 2,00 1,14 0,71 0,75 1,01
Минимальное значение 0,74 0,77 0,73 0,70 0,81 0,84 0,90 0,81
Максимальное значение 2,28 1,89 1,78 2,28 2,28 1,89 1,78 2,28
Число наблюдений 266 272 283 3002 36 36 36 394
Примечание: * - меньше 0,01.
Источник: рассчитано по: Индекс стоимости жизни по отдельным городам Российской Федерации. URL: https:// www.gks.ru/storage/mediabank/itogi_isj-2009-2019.pdf (дата обращения: 01.02.2020).
В разных округах страны конвергенция относительного уровня цен либо имеет свои особенности, либо и вовсе имеет место дивергенция. Наблюдаемые средние величины распределения значений ИСЖ во многом обусловлены пространственной организацией статистическо-
1 Рассчитано по: Индекс стоимости жизни по отдельным городам Российской Федерации. URL: https://www.gks. ru/storage/mediabank/itogi_isj-2009-2019.pdf (дата обращения: 01.02.2020).
кегмонапмстмка
f/W<
2020 Том 7 № 6
.:vk;. -л: |
• > ./_ -./IT i'4
го наблюдения. Выборка населённых пунктов смещена в сторону регионов старого освоения с большой численностью и плотностью населения. Эти особенности остро проявляются при сопоставлении данных по дальневосточным городам со среднероссийской статистикой. Так, в целом по стране 64% накопленных значений НСЖ не превышают 1 раза и удельный вес таких наблюдений с каждым годом увеличивается. В тоже время в ДФО 75% наблюдений находится в интервале от 1,01 до 1,5 раза и ещё 12% наблюдений - в интервале от 1,51 раза. Нменно в ДФО расположен самый «дорогой» город Билибино, в котором уровень цен, в среднем за 2009-2016 гг., вдвое превышал средний уровень по стране, а в 2009 г. по данному населённому пункту зафиксировано абсолютно рекордное значение индекса - 2,28 раза1. Далее идут г. Анадырь со средним за исследуемый период НСЖ равным 1,67 раза, г. Иетропавловск-Камчатский и пгт. Иалана (1,62 раза), г. Сусуман (1,42 раза), г. Магадан (1,41 раза)2.
Динамика НСЖ по дальневосточным городам совпадает с общероссийской тенденцией: «дорогие» города «дешевеют». Выраженный отрицательный линейный тренд НСЖ в 2009-2019 гг. фиксируется по следующим городам: Анадырь, Билибино, Зея, Комсомольск-на-Амуре, Корсаков, Оха, Иалана, Иетропавловск-Камчатский, Иоронайск, Тында, Уссурийск, Хабаровск, Южно-Сахалинск. Однако такой тренд не свойственен ряду городов, где стоимость жизни в среднем остаётся на одном уровне по сравнению со средним по стране: Зырянка, Магадан, Мирный, Нерюнгри, Николаевск-на-Амуре, Олёкминск, Северобайкальск, Сусуман, Усть-Нера, Усть-Омчуг, Якутск. Также стоимость жизни относительно снижается в «недорогой» Чите: в течение периода наблюдения НСЖ по населённому пункту снизился с 1,05 до 1 раза. Относительно «дешёвые» города региона «дорожают» также немассово. К таким населённым пунктам можно отнести Агинское, Благовещенск, Краснокаменск, Селенгинск, Спасск-Дальний, Улан-Удэ и Читу. Стоимость жизни в них, как правило, не выше, чем в среднем по стране. Ири этом выраженный положительный тренд НСЖ в 2009-2019 гг. фиксируется лишь по Агинскому и Краснокаменску: по первому населённому пункту показатель вырос с 0,96 до 1,06 раза, по второму - с 0,81 до 0,91 раза. Таким образом, помимо предшествующей траектории на стоимость жизни в городах страны влияет целый комплекс факторов, что не позволяет считать «среднестатистическую» тенденцию к конвергенции устойчивой.
Сравнительные преимущества и недостатки показателей относительного уровня цен
Существует мнение, что в качестве измерителя относительного уровня цен в субъектах РФ предпочтительнее применять НСЖ, а так как различия в значениях НСЖ и индекса фиксированного набора (НФН) непринципиальны3, последний может служить заменой НСЖ [1, с. 94].
Однако объективные недостатки НСЖ проявляются на этапе прикладного статистического анализа (табл. 2). В первую очередь, это закрытость данных о стоимости корзины НСЖ. Во вторую, желание получить объективный пространственный индекс относительного уровня цен противоречит сложившейся системе статистического наблюдения за ценами в регионах. В результате снижается точность оценок как по наименее, так и по наиболее развитым территориям РФ.
1 На противоположном крае находится ценовая ситуация в Балашове (Саратовская область) - самом «дешёвом» городе страны: средний за 2009-2019 гг. ИСЖ по данному населённому пункту равен 0,76 раза.
2 Кроме того, по г. Певеку средний за 2018-2019 гг. ИСЖ равен 1,77 раза. Источник: рассчитано по: Индекс стоимости жизни по отдельным городам Российской Федерации. URL: https://www.gks.ru/storage/mediabank/ itogi_isj-2009-2019.pdf (дата обращения: 01.02.2020).
3 Авторы анализируют 2009-2015 гг.
кешоналистика
.|Мч 'I
щу
// А * /< у,
у ■ ^
V - '
' 1 - - V 1
Таблица 2
Сравнительная характеристика индексов, применяемых для оценки относительного уровня цен
Параметр ИПЦ БИПЦ ИСЖ ИФН ИМН
Статус методологии расчёта Официальная Официальная Официальная (по городам); исследовательская (по регионам) Иссле- дова- тельская Иссле- дова- тельская
Формула расчёта Отношение стоимости фиксированного набора товаров и услуг в ценах текущего периода к его стоимости в ценах предыдущего периода Отношение стоимости фиксированного набора товаров и услуг по городу (региону) к его стоимости в среднем по стране
Количество товаров и услуг в потребительской корзине 505 400 275 83 33
Структура (веса) потребления товаров и услуг Специфична для каждого региона, изменяется на основе данных о потребительских расходах за два смещённых года, предшествующих отчётному Аналогична для каждого города, изменяется на основе данных о потребительских расходах за год, предшествующий отчётному Аналогична для каждого региона и года
Объект наблюдения Субъекты РФ Субъекты РФ Города Субъекты РФ Субъекты РФ
Период наблюдения Месяц Месяц Год Месяц Месяц
Публикация стоимости потребительской корзины Нет Нет Нет Да Да
Год первой публикации 1992 1992 2009 2002 1992
Источник: составлено автором.
Согласно Официальной методологии наблюдения за ценами структура (веса) потребления товаров и услуг в ИФН и индексе минимального набора (ИМН) стабильна как во времени, так и в пространстве, что делает эти показатели эффективными дефляторами на коротком временном интервале. Существенным достоинством данных индексов является публикация стоимости потребительских корзин. Вместе с тем продуктовая ограниченность корзин ИФН и ИМН совместно с постоянством структуры потребления товаров и услуг делает оценки относительного уровня цен, сформированные на их основе неэффективными в анализе длинных временных рядов. Постоянные (условные) веса не могут отразить реальные объёмы потребления товаров и услуг. В тоже время веса в ИСЖ соответствуют реальной структуре потребительских расходов населения на совокупность товаров и услуг, входящих в корзину, а ежегодное обновление весов позволяет учесть изменения в структуре потребления [1, с. 90].
Так насколько объективен тезис [1], что ИСЖ может заменить оценки относительного уровня цен, основанные на стоимости фиксированного и минимального наборов? Для ответа на этот вопрос необходимо решить две задачи:
II ,1 О
ад
кегмонапмстмка
1
2020 Том 7 № 6
.:у:,у- к;, -л: |
• ; '''«.. Ли,;
Первая. Иересчитать городские значения НСЖ в региональные.
Вторая. Рассчитать годовые значения НФН и НМН по формуле, аналогичной формуле расчёта НСЖ.
Региональные значения НСЖ могут быть рассчитаны как средние значения индексов городов, в которых осуществляется статистическое наблюдение за потребительскими ценами, взвешенные на долю численности населения этих городов в общей численности населения региона. Такой подход следует из Методологических рекомендаций по расчёту НСЖ и апробирован в исследованиях [1, с. 81].
Годовые значения НФН и НМН могут быть рассчитаны как отношение среднегодовой стоимости соответствующего набора в регионе в среднем за год к его среднегодовой стоимости в среднем по РФ. В свою очередь среднегодовые стоимости наборов могут быть определены как средние арифметические месячных значений.
Рассмотрим результаты расчётов региональных годовых индексов относительного уровня цен (НСЖ, НФН, НМН) по дальневосточным субъектам РФ и г. Москве (рис. 1, 2). Очевидно, что далеко не во всех случаях НСЖ тождественен НФН, хотя значения индексов коррелируют. Ио Забайкальскому и Камчатскому краям средняя за 2009-2019 гг. разница между значениями НСЖ и НФН, выраженными в процентах, составляет как минимум 10 п. п. В Забайкальском и Камчатском краях, Магаданской области и Еврейской автономной области расчётные значения НСЖ и НФН не пересекаются. Главным образом это обусловлено устойчивыми региональными различиями в относительных ценах товаров и услуг. Если в Забайкальском крае относительная стоимость набора из 275 наименований, входящих в расчёт НСЖ, регулярно превышает относительную стоимость перечня товаров и услуг из 83 наименований, входящих в НФН, то в Камчатском крае, Магаданской области и Еврейской автономной области наблюдается обратная ситуация: приобрести 83 наименования наиболее необходимых товаров и услуг здесь относительно дороже, чем набор из 275 наименований. Таким образом, положение малоимущих групп населения данных регионов, уровень потребления которых связан с ограниченным перечнем товаров и услуг, осложнено фактором ценообразования.
Ценовой разрыв между Дальним Востоком и остальной территорией России ещё более ярко проявляется в расчётных значениях НМН. Относительная стоимость минимального продуктового набора в дальневосточных регионах значительно превосходит НСЖ. Так, по Амурской области среднее за 2009-2019 гг. превышение НМН над НСЖ составило 10 п. п., Забайкальскому краю - 12 п. п., Еврейской автономной области - 13 п. п., Сахалинской области - 16 п. п., Ириморскому краю - 19 п. п., Республике Саха (Якутия) - 29 п. п., Магаданской области - 36 п. п. и Чукотскому автономному округу - 83 п. п. Разрыв наиболее существенен по северным регионам, что обусловлено высокими транспортными издержками производства и доставки продовольственных товаров. Ири этом четверть позиций, включённых в условный (минимальный) набор продуктов питания, не входит в расчёт БНИЦ и является объектом государственного регулирования главным образом в форме установления предельных наценок. Однако данное обстоятельство не исключает устойчивой дивергенции относительного уровня цен, измеренного НМН. Тенденция к конвергенции прослеживается только по Сахалинской области, где в 2009-2019 гг. НМН снизился с 167 до 139%, оставаясь при этом на достаточно высоком уровне.
Ири решении исследовательских задач важно учитывать, что НМН, НФН и НСЖ представляют собой пространственные индексы, отражающие разные аспекты ценообразования в регионах, по сути, характеризующие многообразие социально-экономических процессов. Аналитическая ценность пространственных индексов наиболее ярко проявляется на примере
кегмонапмстмка 202О Том 7 № 6
Л ■? , ч ,-
г. Москвы, по которому значения ИМН, ИФН и ИСЖ на протяжении десятилетия изменяются параллельно (не пересекаясь друг с другом), но одновременно указывают на сохраняющуюся либо увеличивающуюся дивергенцию уровня цен по сравнению с остальной страной. Можно предположить, что по мере развития региональных рынков товаров и услуг аналитическая ценность ИМН, ИФН и ИСЖ также будет возрастать.
3,00 2,75 2,30 2, 55 12,00 1,7755 1, 30 1, 55 °,05 Забайкальский край 3,77 22,75 12,57 12,125 12,07 1,57 1,125 1,77 °°,75 Камчатский край
0, 5 0 2003 2013 2011 2012 2013 2013 2013 2013 2013 2013 2013 СП О 1- СМ СМ 1 Ю (Ol со 02 о о о о о о о оооо
3,00 2,75 2,50 2,25 2,00 1,75 1,50 1,25 1,00
075 При морский край 0,50 I-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1
со о т- см со ю со г- оо со
о о о о о о о о о о о см см см CN см см гч гч CN см гч
-идеи
----ИФН
— ИСЖ
Рис. 1. Региональные годовые индексы относительного уровня цен в дальневосточных субъектах РФ, раз
Источники: рассчитано по: Стоимость условного (минимального) набора продуктов питания. URL: https://www. fedstat.ru/indicator/31481 (дата обращения: 01.06.2020); Стоимость фиксированного набора потребительских товаров и услуг. URL: https://www.fedstat.ru/indicator/31052 (дата обращения: 01.06.2020); Индекс стоимости жизни по отдельным городам Российской Федерации. URL: https://www.gks.ru/storage/mediabank/itogi_isj-2009-2019. pdf (дата обращения: 01.02.2020); База данных показателей муниципальных образований URL: http://www.gks.ru/ free_doc/new_site/bd_munst/munst.htm (дата обращения: 01.02.2020).
кеШОНаЛМСТика 2020 Том 7 № 6
ай \
3,00 2 ,75 2 ,50 2 ,25 2 ,00 1,75 1,50 1,25 1,00 0,75 0,50
0 1 2 3
Амурская область
I-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1
Ю (О Г- 00 СП
° ° ° ° ° ° ° °
3,00 2,75 2,50 2,25 2,00 1,75 1,50 1,25 1,00 0,75 0,50
-1-1-1-1-
0 1 2 3
Магаданская область
Ю (О Г- 00 СП
8 8 8 8 8 8 8 ° ° °
3,00 2,715 2,50 2,25 2,00 1,75 1,50 1,25 1,00 0,775
0,50
I-1-1-Г"
2,75 2,50 2^5 2^0 2 ,CDC3 250 1,25
■ ■■■I 1,00
1,00
Сахалинская область 0520 4-1-1-1-1-1 0,¡50
Ю (О Г- 00 СП
201 120 021 210 210 201 120 210 102 102
Еврейская автон омная область
I-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1
О) О Т- СМСО-Ч-ЮСОГ-мООО) ° ° ° ° ° ° ° ° ° ° °
3'70 -плен
250 ---- ИФН
2,25 - ИСЖ
2,00 1,70
1,00 _____
1,20 —^н^и^^^ви
1,00
0,70 г. Москва
0,0^1-i-i-1-1-1-1-i-1-1-1-1
аэо — гчсо^гюсог^оооп
Рис. 2. Региональные годовые индексы относительного уровня цен
в субъектах РФ, раз
Ист очники: рассчитано по: Стоимость условного (минимального) набора продуктов питания. URL: https://www. fedstat.ru/indicator/31481 (дата обращеним: 01.06.2020); Стоимость фиксированного набора потребительских то-варо в и услуг. URL: https://www.fedstat.ru/indicator/31052 (дата обращения: 01.06.2020); Индекс стоимости жизни по oтвельвым городам Российской Федерации. URL: https://www.gks.ru/storage/mediabank/itogi_isj-2009-2019. päd- (дата обр0щения: 01.02.202°); Б0за двнныx показдтелей муниципальных образований URL: http://www.gks.ru/ frse_doc/new_site/bd_munst/munst.htm (дата обращения: 01.02.2020).
^егмонапмстмка
гч У ■ - ч „РДТ
2020 Том 7 № 6
к
I
ЭЙ)
ш
А Я
Заключение
Нндекс стоимости жизни является единственным пространственным дефлятором, отражающим относительный уровень цен в экономическом пространстве России на уровне городов. Важно, что структура потребления, учитываемая в расчёте показателя, соответствует реальной структуре потребительских расходов населения по совокупности товаров и услуг. Это позволяет получать более детализированные и точные оценки региональных уровней цен по сравнению с прочими ценовыми индексами, а значит выполнять более корректные сопоставления стоимостных показателей по регионам.
Однако результаты расчёта НСЖ, публикуемые Росстатом, неоднородны по географическому охвату и репрезентативности в части региональных данных. Худшая репрезентативность результатов характерна для самых отсталых регионов позднего освоения и развитых регионов с равномерно распределённым городским населением. Ио мере возрастания поляризации социально-экономического уровня регионов страны и перемещения экономически активного населения из менее развитых территорий в более развитые, репрезентативность НСЖ (как пространственного индекса) будут снижаться. Нндекс не следует рассматривать в качестве «точного» показателя относительного уровня цен в регионах [1, с. 90].
Нндексы, рассмотренные в работе (стоимости жизни, фиксированного и минимального наборов товаров и услуг) не являются взаимозаменяемыми. Речь идёт о самостоятельных показателях, характеризующих различные социально-экономические процессы. Ири росте доходов и развитии региональных рынков товаров и услуг аналитическая ценность каждого из них будет усиливаться. В текущей ситуации пространственный индекс, основанный на стоимости условного (минимального) набора товаров и услуг наиболее актуален для анализа развития депрессивных регионов.
Благодарности
Автор благодарен д-ру экон. наук, профессору РАН Найден С.Н. за конструктивную критику и профессиональные комментарии.
Список литературы
1. Глущенко К.П., Карандашова М.А. Уровни цен в российских регионах // Регион: экономика и социология. 2017. № 2 (94). С. 76-103.
2. Козлова М.А. Временной индекс стоимости жизни: от формирования концепции до практических расчётов // Статистика и экономика. 2018. Т. 15. № 5. С. 63-72.
3. Козлова М.А. Теоретические аспекты экономической статистики: индекс потребительских цен vs индекс стоимости жизни // Журнал экономической теории. 2019. Т. 16. № 3. С. 368-377.
4. Малкина М.Ю. Нсследование факторов межрегиональной конвергенции/дивергенции реальных доходов и «социального благополучия» регионов РФ // Вопросы регулирования экономики. 2015. Т. 6. № 4. С. 111-119.
5. Никитина Н.И. Нндекс стоимости жизни как направление усовершенствования индекса потребительских цен // Вестник Московского университета. Серия 6: Экономика. 2007. № 1. С. 25-53.
6. Перевышин Ю.Н., Синельников-Мурылёв С.Г., Трунин П.В. Факторы дифференциации цен в российских регионах // Экономический журнал ВШЭ. 2017. Т. 21. № 3. С. 361-384.
7. Толмачёв М.Н., Барашов Н.Г., Латков А.В. К проблеме межрегиональной дифференциации среднедушевых доходов населения // Нзвестия Саратовского университета. Новая серия. Серия: Экономика. Управление. Ираво. 2017. Т. 17. № 3. С. 266-273.
т
0\с £ А V
Л-
т е.Л
: уровень цен в городах и ]
At
.....V , -.^vvnl^'^ 4 *
\ V Y / >.' / V ' 'Ä^J-'Vkf r с ■ i. (V ^ ■ _ -
2020 Том 7 № 6
'' \ *' //■- .ч j ' - -<- * -- I , * V'T. kir:' * • • .
■i-Ч- v ..«v • • '„^-v • • - .'.V . ■ -V- Д\
8. Шахабов И.В., МельниковЮ.Ю., Смышляев А.В. Динамика изменений оплаты труда врачей и индекса стоимости жизни в Российской Федерации // Научное обозрение. Экономические науки. 2020. № 3. С.72-76.
9. Abraham K. Toward a Cost-of-Living Index: Progress and Prospects // Journal of Economic Perspectives. 2003. Vol. 17. № 1. Pp. 45-58.
10. Berkowitz D., DeJong D., Husted S. Quantifying Price Liberalization in Russia // Journal of Comparative Economics. 1998. Vol. 26. № 4. Pp. 735-760.
11. Cecchetti S., Mark N., Sonora R. Price Index Convergence Among United States Cities // International Economic Review. 2002. Vol. 43. № 4. Pp. 1081-1099.
12. Ceglowski J. The Law of One Price: Intranational Evidence for Canada // Canadian Journal of Economics/ Revue canadienne d'economique. 2003. Vol. 36. № 2. Pp. 373-400.
13. Hill R. Constructing Price Indexes Across Space and Time: The Case of European Union // American Economic Review. 2004. Vol. 94. № 5. Pp. 1379-1410.
14. Parsley D., Wei S. Convergence to the Law of One Price Without Trade Barriers or Currency Fluctuations // The Quarterly Journal of Economics. 1996. Vol. 111. № 4. Pp. 1211-1236.
15. Ripply D. The First Hundred Years of the Consumer Price Index: A Methodological and Political History // Monthly Labor Review. 2014. Issue 4.
16. Yazgan M.E., Yilmazkuday H. Price-Level Convergence: New Evidence from US Cities // Economics Letters. 2011. Vol. 110. № 2. Pp. 76-78.
References
1. Gluschenko K.P., Karandashova M.A. Price Levels Across Russian Regions. Region: ekonomika i sotziologiya [Region: Economics and Sociology]. 2017. No. 2 (94). Pp. 76-103. (In Russian)
2. Kozlova M.A. Temporal Cost-of-Living Index: From the Generation of Conception to the Applied Assessment. Statistika i ekonomika [Statistics and Economics]. 2018. Vol. 15. No. 5. Pp. 63-72. (In Russian)
3. Kozlova M.A. Theoretical Aspects of Economic Statistics: Consumer Price Index Vs Cost-of-Living Index. Zhurnal economicheskoj teorii [Russian Journal of Economic Theory]. 2019. Vol. 16. No. 3. Pp. 368-377. (In Russian)
4. Malkina M.Yu. Study of the Factors of Interregional Convergence/Divergence in Real Incomes and «Social Well-Being» of Russian Regions. Voprosy regulirivaniya ekonomiki [Journal of Economic Regulation]. 2015. Vol. 6. No. 4. Pp. 111-119. (In Russian)
5. Nikitina N.I. Cost-of-Living Index As a Direction of Improvement of Consumer Price Index. Vestnik Moskovskogo universiteta. Seriya 6: Ekonomika [Moscow University Bulletin. Series 6. Economics]. 2007. No. 1. Pp. 25-53. (In Russian)
6. Perevyshin Yu., Sinelnikov-Murylev S., Trunin P. Determinants of Price Differentiation Across Russian Regions. Ekonomicheskiy zhurnal VShE [HSE Economic Journal]. 2017. Vol. 21. No 3. Pp. 361-384. (In Russian)
7. Tolmachev M.N., Barashov N.G., Latkov A.V. To the Problem of Estimating Inter-Regional Differentiation of Per Capita Incomes. Izvestiya Saratovskogo universiteta. Novaya seriya. Seriya: Ekonomika. Upravlenie. Pravo [Izvestiya of Saratov University. New Series. Series. Economics. Management. Law]. 2017. Vol. 17. No. 3. Pp. 266-273. (In Russian)
8. Shakhabov I.V., Melnikov Yu.Yu., Smyshlyaev A.V. Changes in Doctor's Salaries and the Cost-of-Living Index in Russian Federation. Nauchnoe obozrenie. Economicheskie nauki [Scientific Review. Economic Sciences]. 2020. No. 3. Pp. 72-76. (In Russian)
кегмонапмстмка
Л1A R
w/
'A
rs V'
f kJ^i
//'УГС!
• > ./_ "./IT
'ZMt
9. Abraham K. Toward a Cost-of-Living Index: Progress and Prospects. Journal of Economic Perspectives. 2003. Vol. 17. No. 1. Pp. 45-58.
10. Berkowitz D., DeJong D., Husted S. Quantifying Price Liberalization in Russia. Journal of Comparative Economics. 1998. Vol. 26. No. 4. Pp. 735-760.
11. Cecchetti S., Mark N., Sonora R. Price Index Convergence Among United States Cities. International Economic Review. 2002. Vol. 43. No. 4. Pp. 1081-1099.
12. Ceglowski J. The Law of One Price: Intranational Evidence for Canada. Canadian Journal of Economics/ Revue canadienne d'economique. 2003. Vol. 36. No. 2. Pp. 373-400.
13. Hill R. Constructing Price Indexes Across Space and Time: The Case of European Union. American Economic Review. 2004. Vol. 94. No. 5. Pp. 1379-1410.
14. Parsley D., Wei S. Convergence to the Law of One Price Without Trade Barriers or Currency Fluctuations. The Quarterly Journal of Economics. 1996. Vol. 111. No. 4. Pp. 1211-1236.
15. Ripply D. The First Hundred Years of the Consumer Price Index: A Methodological and Political History.
Monthly Labor Review. 2014. Issue 4.
16. Yazgan M.E., Yilmazkuday H. Price-Level Convergence: New Evidence from US Cities. Economics Letters. 2011. Vol. 110. No. 2. Pp. 76-78.
■ ■ ■
Для цитирования:
Домнич Е.Л. Относительный уровень цен в городах и регионах: сравнительный аспект // Реги-оналистика. 2020. Т. 7. № 6. С. 94-107. http://dx.doi.Org/10.14530/reg.2020.6.94 For citing:
Domnich Y.L. Relative Price Levels in Cities and Regions: A Comparative Aspect. Regionalistica [Regionalistics]. 2020. Vol. 7. No. 6. Pp. 94-107. http://dx.doi.org/10.14530/reg.2020.6.94 (In
Russian) ■ ■ ■
