Построение индекса базовой инфляции для россии

R9 — базовая инфляция не должна быть слишком сильно смещена относительно наблюдаемой инфляции.
Очевидно, что некоторые из этих требований пересекаются, а некоторые противоречат друг другу. Ниже некоторые из требований выбраны в качестве основы при построении индекса базовой инфляции для России, и намечены некоторые возможные логические связи между ними.
Два основных подхода к исследованию базовой инфляции — это дезагрегированный подход, концентрирующийся на отдельных ценах, и макроэкономический агрегированный подход, концентрирующийся на существенных макроэкономических переменных (не только на измеряемой инфляции, но также и на объеме производства, ставке процента и т.д.). С этим близко связанно различие между использованием одномоментных (cross section) данных и временных рядов и между соответствующими методами оценки.
Bryan, Cecchetti (1994) популяризировали оценки с ограниченным влиянием для базовой инфляции, что означает, что такие оценки устойчивы (робастны) по отношению к отдельным выбросам. Они предложили использовать 15% взвешенное усеченное среднее одномоментного распределения темпов прироста отдельных цен, чтобы повысить статистическую эффективность оценки базовой инфляции как измерителя центральной тенденции. Это означает, что наблюдения сортируются, и вычисляется среднее для 85%-й центральной части распределения. То есть 7.5% самых высоких и 7.5% самых низких наблюдений не учитывается. Roger (1995) и Bryan, Cecchetti, Wiggins (1997) продолжили эту линию рассуждений.
Quah, Vahey (1995) — это источник, на который принято ссылаться при упоминании SVAR-подхода к оценке базовой инфляции. Эти авторы использовали двумерную SVAR, включающую инфляцию, рассчитанную по ИПЦ, и реальный выпуск. Их определение заключается в том, что базовая инфляция — это "... составляющая измеряемой инфляции, которая не оказывает среднеи долгосрочного воздействия на реальный выпуск". Таким образом, данный метод налагает на базовую инфляцию ограничения нейтральности по отношению к выпуску и позволяет разложить темп инфляции на временные и постоянные шоки.
Подход структурной векторной авторегрессии к оцениванию базовой инфляции рассматривает временное измерение данных и основан на "новых классических" предположениях о взаимосвязях между экономическими рядами. Метод усеченного среднего рассматривает данные в разрезе определенного момента, является примером дезагрегированного подхода и является в существенной мере атеоретическим.
Более обширные обзоры литературы можно найти в работах Taillion (1997), Roger, Krippner (1998), Wynne (1999).
Подчеркивается, что базовая инфляция не совпадает с обычными измерителями инфляции, например, оно имеет мало общего со взглядом на общий индекс цен с точки зрения стоимости жизни.
Оно отличается от публикуемых ("заголовочных") темпов инфляции по многим существен-ным аспектам.
Наш собственный взгляд на базовую инфляцию как на способ оценивания состоит в том, что она отличается от ИПЦ функцией потерь, которая лежит в ее основе. Логика ИПЦ состоит в следующем. Рассмотрим "истинные" уровни цен в два разных периода, pt1 и pt2. Промежуток между f1 и t2 обычно
составляет от нескольких месяцев до нескольких лет. Тогда измеритель уровня цен (индекс цен) должен быть реализован таким образом, чтобы он обеспечивал наилучшие оценки относительного изменения pt2 /pt1. Т.е. неявно в качестве функции потерь используется некоторое расстояние между pt2 / Pt1 и Pt2/Рц (или, что то же самое, между ln pt2 — In pt1 и lnpt2 — lnpt1 ).
Концепция же базовой инфляции является краткосрочной. Таким образом, неявно в качестве функции потерь используется некоторое расстояние между pt /pt-1 и pt /pt-1 (или, что то же самое, между темпами инфляции
A ln pt и A ln pt) для помесячных данных.
Следовательно, базовая инфляция связана более с проблемой краткосрочных отклонений, чем с долгосрочными смещениями (такими, как смещения вследствие замещения). Накопление ошибок является серьезной проблемой для ИПЦ, но не для индекса базовой инфляции. Например, смещение вида E(Alnpt-Alnpt) = ^Ф 0 может быть приемлемым для индекса базовой инфляции (если за счет него получена меньшая дисперсия Var(AlnptAlnpt)), но неприемлемым для индекса стоимости
жизни, поскольку дает линейный тренд при суммировании темпов инфляции.
Хотя понятие "истинного" уровня цен полностью абстрактно и неоперационально, приведенная аргументация помогает уловить идею, лежащую в основе базовой инфляции. ИПЦ более подходит для индексации, в то время как индекс базовой инфляции мог бы быть более подходящим для мониторинга результатов денежно-кредитной политики.
В данной работе мы строим индекс базовой инфляции для России. Индекс получен применением к российским данным метода асимметричного усеченного среднего.
<< | >>
Источник: А.А. Цыплаков. Построение индекса базовой инфляции для России. 2004

Еще по теме Построение индекса базовой инфляции для россии:

  1. Построение индекса базовой инфляции для россии
  2. Построение индекса базовой инфляции для россии
  3. А.А. Цыплаков. Построение индекса базовой инфляции для России, 2004
  4. Концепция базовой инфляции
  5. Характеристики измерителей базовой инфляции
  6. Инфляция Рекомендации для студентов
  7. Русское экономическое общество. Инфляция в России в 2004 г. Почему не было снижения?, 2005
  8. Последствия инфляции и методы регулирования инфляции
  9. Предпосылки для построения метода скоринга
  10. Предпосылки для построения метода рейтинга
  11. Индекс цен на потребительские товары и индекс цен производителей