Міжнародна економічна статистика

* ВВП кожної країни було розбито на ряд однорідних товарних груп або первинних груп відповідно до його компонентів кінцевого використання;

* реєстрація цін здійснювалася за обраними товарами у межах кожної товарної групи, і середнє співвідношення цін у різних країнах розраховувалося для кожної товарної групи: ці середні співвідношення цін потім зважувалися, і для всіх рівнів агрегування, аж до рівня ВВП, розраховувалися паритети купівельної спроможності;

* національні вартісні показники цих товарних груп перераховувалися в «міжнародне зіставні» показники за допомогою згаданих вище паритетів купівельної спроможності. Отримані показники називають «реальними розмірами» на відміну від «номінальних розмірів», що виражені в національній валюті.

Центральне місце в міжнародних зіставленнях показників Системи національних рахунків посідає розрахунок саме паритету валют (купівельної спроможності валют) порівнюваних країн.

Перший етап роботи з визначення паритету валют полягає в доборі товарів-представпиків, подібних за своїми якісними характеристиками з відповідними зразками порівнюваної країни і характерних для всієї сукупності продукції, віднесеної до конкретної групи товарної переліченої номенклатури (далі -- товарна група). У цьому випадку передбачається, що ціни формуватимуться на основі принципів, загальних для ціноутворення на продукцію даного профілю, тобто вони будуть і характерними, і типовими для всього агрегату, що зіставляється. Товари (послуги)-представники повинні задовольняти такі дві основні вимоги:

1) вимогу зіставності-- всі чинники, що впливають на утворення фактичної ціни, є ідентичними в порівнюваних країнах;

2) вимогу репрезентативності -- відібрані товари є характерними для структури витрат (часто використовуються і є в широкій наявності на внутрішньому ринку), на них відводиться значна частка витрат у межах даної первинної групи в країнах, що зіставляються.

Між цими вимогами існує свого роду компроміс, оскільки найбільш типові для однієї країни товари найчастіше є набагато менше типовими для іншої, причому більшість товарів-представників є незіставними.

Процедура добору й узгодження товарів-представників була різною у двох групах країн. Загалом можна відзначити, що в групі І добір і узгодження робилися на багатобічній основі, а в групі ІІ -- на двосторонній основі.

Відповідно до процедури, що використовувалася в грумі І, у межах кожної первинної групи кожна країна, що бере участь, повинна вибрати і специфікувати щонайменше один продукт, який купувався б досить часто для того, щоб бути репрезентативним для витрат даної країни у відповідній первинній групі. Однак для включення в кінцеву вибірку кожний відібраний продукт повинен був також бути схвалений щонайменше однією з інших країн-учасниць, де даний продукт є репрезентативним або, щонайменше, реалізується у великих кількостях. Внаслідок цього відібрані продукти не повинні бути в наявності в усіх країнах, що беруть участь. Країнам необхідно було надати дані про ціни на продукти, які вони відібрали, у той час як частка продуктів, відібраних іншими країнами для розрахунку паритетів, визначалася або прямим, або непрямим способом між парами країн.

Базовий перелік продуктів було підготовлено ЄВРОСТАТом на основі консультацій з країнами Співтовариства. Потім переглянутий перелік було розширено ОЕСР на основі консультацій з країнами, що не є членами Співтовариства, для забезпечення репрезентативності продуктів для всіх країн ОЕСР. Остаточний перелік продуктів містив близько 3200 найменувань споживчих товарів і послуг, 236 найменувань інвестиційних товарів і 16 будівельних проектів.

Зібрані дані про ціни використовувалися для розрахунку відносних цін на індивідуальні товари, послуги, після чого відносні ціни усереднювалися для одержання паритетів на рівні первинних груп. Для кожної пари країн розраховувалося два паритети. Перший паритет був незваженим середнім геометричним індексом відносних цін на товари-представники першої країни: другий паритет був незваженим середнім геометричним індексом відносних цін на товари-представники другої країни. Середнє геометричне цих двох паритетів (паритет Фішера) потім використовувалося для розрахунку єдиного паритету між двома країнами.

За допомогою даної процедури по кожній первинній групі була розрахована матриця двосторонніх паритетів. У деяких країнах ці матриці були неповними, оскільки не завжди було можливо розрахувати прямий паритет між кожною парою країн. Крім того, паритети були нетранзитивними (тобто відношення паритету між країнами А і В до паритету між країнами В і С не дорівнювало паритету між країнами А і С). Повнота і транзитивність матриці забезпечувалися за рахунок застосування так званої процедури ЕКШ.

У групі II у силу зіркоподібної організації зіставлення товари-представники відбиралися на двосторонній основі, причому продукти визначалися окремо в кожній країні на основі центрального базового переліку, підготовленого Австрією. Відповідно до даної схеми відбиралася максимально можлива кількість товарів-представників у кожній первинній групі. Ці товари повинні бути типовими для витрат обох країн, що зіставляються. Потім у вигляді простого середнього геометричного індексу відносних цін на відібрані товари розраховувалося співвідношення цін країни і до базової країни А у даній первинній групі.

Основними критеріями репрезентативності окремих видів продукції є масовість їх виробництва і висока частка у вартісному обсязі товарної групи. Інакше кажучи, ці види продукції повинні бути найбільш характерними представниками з точки зору місця, яке вони посідають у виробництві, і каналів використання цієї продукції.

При доборі вітчизняних товарів-представників експерту необхідно якщо змога використовувати інформацію про аналогічні або ідентичні вироби, вироблені і використовувані у порівнюваній країні. У випадку, якщо продукція, характерна для конкретної товарної номенклатурної групи в нашій країні унікальна, то замість неї варто відібрати іншу, для якої можна знайти аналоги за кордоном. Необхідно мати на увазі, що при порівнянні, наприклад, показників нашої країни і США можуть бути використані одні характерні види продукції, а при порівнянні показників нашої країни і, припустімо, ФРН у тій самій номенклатурній товарній групі -- інші товари-представники, хоча перевагу більше віддають знаходженню таких видів продукції, які були б загальними для виробництва і використання всіх або декількох порівнюваних країн.

При узгодженні товарів-представників нашої країни з іншими країнами можуть зустрітися три основні типи товарів: ідентичні товари (цілком порівнювані), аналогічні товари (частково порівнювані) і товари, які за своїми якісними характеристиками не піддаються порівнянню. Ступінь порівнянності визначається експертами на основі техніко-економічних параметрів (характеристик).

Ідентичні товари. До цих товарів належать такі зразки продукції, що є в нашій країні й у відповідній іншій країні і характеризуються однаковими техніко-економічними параметрами. При цьому слід ураховувати тільки основні техніко-економічні (експлуатаційні) характеристики, Ідо впливають па споживну вартість. Незначні розходження за формою або за окремими другорядними властивостями товару ігноруються, тому що це не впливає або майже не впливає на якість, а отже, на ціну товару.

Аналогічні товари. До цих товарів належать такі зразки продукції, що є в нашій країні й у відповідній іншій країні і служать тим самим цілям, але розрізняються за однією або кількома важливими якісними властивостями, що впливають на ціну виробу. З економічної точки зору, одиниця такого товару в одній країні не прирівнюється до одиниці аналогічного товару в іншій країні. Як товар-представник вони можуть бути використані тільки з подальшим коригуванням цін. Тому включення таких товарів у список товарів-представників доцільно в тих випадках, коли кількість ідентичних товарів недостатня для визначення співвідношень цін за даною товарною групою.

Товари, що не підлягають зіставленню. До них належать такі зразки продукції, що зустрічаються лише у вітчизняній економіці або в економіці порівнюваної країни. Включення таких товарів у список товарів-представників завжди повинно бути винятком і припустимо тільки в тих випадках, коли цей товар, не вироблений в одній із двох країн, що зіставляються, має велике значення у виробництві і використанні в національній економіці іншої країни. Для такого товару повинна орієнтовно обчислюватися ціна країни, в якій даний зразок продукції не існує.

Другим етапом робіт із розрахунку паритету валют (купівельної спроможності) є добір цін для товарів-представників. При цьому застосовуються ціни кінцевого споживання:

* оптові ціни франко-станція відправлення для товарів-представників, що є промисловою продукцією;

* оптові ціни франко-станція призначення для товарів-представників, що використовуються при зіставленні витрат на будівельні роботи.

Оптові ціни для імпортного виробу або устаткування (включаючи вартість монтажу) для країни-імпортера беруться в національній валюті, для країни-експортера-- з обліком витрат на експортне виконання.

Прийнятий при зіставленнях індексний метод перерахувань на базі індивідуальних цін товарів-представників визначає, залежність ступеня достовірності кінцевих результатів не тільки від правильного добору продуктів-аналогів (далі -- товарних аналогів), але і порівнюваних цін на них. Загальним правилом повинно бути прагнення до добору таких товарних аналогів, для яких відпадає необхідність коригування цін, тому що вони мають незначні розбіжності в техніко-економічних параметрах.

У тих випадках, коли сполучені товари-представннки відрізняються за деякими своїми параметрами, проводиться коригування їх цін.

Коригування цін товарів-представників порівнюваних країн здійснюється тільки за наявності розбіжностей їх основних характеристик (параметрів). При цьому необхідно керуватися такими положеннями:

а) при незначних розбіжностях у техніко-економічних параметрах порівнюваних товарів не треба удаватися до коригування їх цін;

б) коригуються ціни порівнюваної країни (ціни нашої країни як базові доцільно не змінювати);

в) за основу коригування цін беруться властивості, пов'язані зі споживною вартістю порівнюваних товарів, а не з витратами їх виробництва;

г) коригування цін аналогічних товарів-представників є доцільним тільки в тих випадках, коли розбіжності в основних техніко-економічних параметрах не надто значні;

д) коригування цін в окремих випадках специфічне і вимагає залучення експертів для визначення ступеня розходження споживних властивостей порівнюваних товарів.

Критерієм коригування цін товарів-представників порівнюваних країн є питання, що вимагає відповіді: наскільки зміниться ціна товару-представника країни, що зіставляється (виходячи з національних умов ціноутворення), якщо її товар матиме ті самі якості (тобто ті самі техніко-економічні характеристики), що властиві аналогічному товару-представнику нашої країни. Основою для розрахунку цін країни при проведенні коригування є відмінності в характеристиках і параметрах аналогічних товарів-представників у порівнянні з нашою країною.

Основні принципи вибору характеристик (параметрів) при визначенні розміру коригування цін товарів-представників такі:

а) необхідно відібрати тільки основні параметри, що визначають розмір ціни товару-представника і конструктивні, технологічні й експлуатаційні ознаки, що досить повно його характеризують;

б) кількість відібраних параметрів повинна бути мінімальною, але в той же час досить повно характеризувати його споживні властивості;

в) бажано, щоб відібрані параметри були зафіксовані в Технічних умовах;

г) відібрані параметри повинні мати властивість бути вираженими кількісно.

Особливо слід зазначити, що при коригуванні цін на вироби, що є продукцією машинобудування, споживні властивості якої визначаються великою кількістю технічних параметрів, як основні повинні прийматися ті, що характеризують головну якість то-вару-представника -- продуктивність машини з обліком чинників надійності (ступеня безвідмовності), економічності і зручності її експлуатації. При коригуванні цін на машинобудівну продукцію враховуються розбіжності в її комплектації й оснащенні. Коригування цін товарів-представників на основі найважливіших технічних параметрів дають задовільний ступінь точності в умовах, коли розбіжності в інших їхніх параметрах не є надмірними.

Для коригування ціни доцільно розрахувати поправочний коефіцієнт (з точністю до 0,01), що припустимо за умови відповідності основних споживних властивостей підібраних товарів-представників. При цьому слід мати на увазі, що перед тим, як визначати поправочний коефіцієнт ціни, встановлюється поправочний коефіцієнт щодо кожного з основних техніко-економічних параметрів товару-представника. Переважно для коригування цін варто використовувати не більше двох, максимум трьох параметрів.

У випадку, якщо не можна кількісно визначити значимість чинників, агрегування кількісних значень поправочних коефіцієнтів розраховують за формулою середньої арифметичної незваженої.

Послідовність розрахунку паритету валют визначається етапами роботи -- необхідністю розрахунку індивідуального індексу цін, групового індексу цін і власне паритету валют у результаті агрегування групових індексів цін.

Індивідуальний індекс цін розраховується як співвідношення цін товарів-представників двох порівнюваних країн.

Груповий індекс цін обчислюється як середньогеометричний індекс з індивідуальних індексів цін товарів-представників відповідної групи.

За результатами попереднього етапу розрахунків для кожної найменшої товарної групи обчислюється середній індекс цін за формулою середньої геометричної незваженої. Вибір цієї формули обумовлений двома обставинами. Незважена формула застосовується у зв'язку з тим, що на практиці відсутні дані про ваги товарів-представників, тобто дані про частку товарів-представників у тій або іншій товарній групі. Використання середньої геометричної формули обумовлено тим, що вона забезпечує дотримання важливої вимоги до індексів --- вимоги незалежності індексу від вибору базисної країни. Іншими словами, якби застосовувалася формула середньої арифметичної, то отриманий результат залежав би від того, яка з двох країн, що зіставляються (А і В), розглядалася як базисна.

Приклад такого розрахунку наведено у табл. 8.3.

Таблиця 8.3

РОЗРАХУНОК СЕРЕДНЬОГО ІНДЕКСУ ЦІН ДЛЯ НАЙМЕНШОЇ ТОВАРНОЇ ГРУПИ

Товари-представники	1	2	о	4	5
Ціни в країні А	2	4	1	5	7
Ціни в країні В	3	8	3	10	28
Індекс цін країни А = 1	1,5	2	3	2	4

Середній індекс

Ip = sqrt (1,5 * 2 * 3 * 4 * 2)5 = 2,4

Обчислений таким способом середній індекс цін для товарної групи X є часткою ПКС. На його основі визначають ПКС для аналітичних груп і компонентів ВВП. Для цього використовуються традиційні формули Пааше і Ласпейреса

або (8.6)

де ір-- індекс цін i-го товару в країні В щодо країни А; Ір - індекс Пааше або індекс Ласпейреса; WA-- частка окремих товарних груп у ВВП країни А; WВ -- частка окремих товарних груп у ВВП країни В.

Таким чином, в результаті цього розрахунку можна визначити два середні індекси цін країн А і В, або два розміри ПКС. Один розмір утворюється, коли для зважування індексів цін, обчислених для окремих товарних груп, використовуються дані про структуру ВВП країни А, а інший -- коли використовуються дані про структуру ВВП країни В.

Нижче наведено приклад такого розрахунку.

Приклад. Припустимо, що ВВП країн А і В складається з п'яти товарних груп і що для кожної товарної групи визначено середні індекси цін. Дані для цього прикладу наведено в табл. 8.4.

Таким чином, середній індекс цін становить:

1) по структурі ВВП країни А

2) по структурі ВВП країни В

Для практичних цілей, однак, незручно мати два результати розрахунку, що самі по собі правомірні і теоретично виправдані, і тому для одержання тільки одного значення індексу застосовують формулу середньої геометричної, тобто індекс цін Фішера:

(8.7)

Таблиця 8.4

СТРУКТУРА ВВП ТА СЕРЕДНІ ІНДЕКСИ ЦІП ДЛЯ КОЖНОЇ ТОВАРНОЇ ГРУПИ КРАЇН

Група товарів	Структура ВВП країни А	Структура ВВП країни В	Індекс ціп, країна В = 1
1	10,0	30,0	2,0
2	30,0	15,0	1,5
3	15,0	5,0	3,0
4	35,0	10,0	4,0
5	30,0	40,0	4,5
Разом	100,0	100,0	--

Поділивши індекс вартості ВВП на індекс цін Фішера, одержимо шуканий результат, тобто співвідношення фізичних обсягів ВВП двох країн А і В:

де ВВПд-- ВВІ! країни А у власній національній валюті; ВВПц-- ВВП країни В у власній національній валюті; Ід-- індекс фізичного обсягу ВВП; Ір-- індекс цін Фішера.

Цей самий результат можна отримати іншим способом. Так, якщо застосувати індекс цін для окремих товарних груп, можна обчислити ВВП країни А в цінах країни В, а ВВП країни В у цінах країни А. В цьому випадку спочатку визначаються два індекси фізичного обсягу для даної пари країн:

Потім обчислюється середній індекс фізичного обсягу на основі цих двох індексів за формулою Фішера. Він буде ідентичний індексу, отриманому за попередньою формулою 8.7:

Групи, для яких не підібрано товари-представники, обчислюють середньогеометричними індексами цін більш великих груп, частиною яких вони є, або індексами цін схожих груп.

Для аналізу і контролю підібраних товарів-представників, поряд із груповим індексом цін розраховуються коефіцієнти розсіювання і контролю як для найменших перелічених груп, так і для аналітичних груп і всього показника в цілому.

Коефіцієнти розсіювання розраховуються як співвідношення індивідуального і групового індексів цін.

Груповий коефіцієнт розсіювання показує середнє відхилення індивідуальних індексів від групового.

Товари-представники, для яких коефіцієнт розсіювання більше критичного значення, виділяються і піддаються аналізу з метою встановлення причин такого різкого відхилення індексів. Результати розрахунків індивідуальних і групових індексів цін доцільно направити експертам для логічної перевірки індивідуальних індексів цін і коефіцієнтів розсіювання як показників правильності добору товарів-представників. Після проведеної перевірки в разі потреби вносяться відповідні уточнення до переліків товарів-представників.

Паритет валют визначається як середньогеометричний індекс із средньозважених індексів перелічених груп.

Щоб уникнути перекручення результатів, особливо при зіставленні показників країн з різними рівнями економічного розвитку, структурами споживання та соціально-економічними системами, необхідно дотримувати такі умови:

1) специфікація товарів та послуг, включених у перелік репрезентативних позицій, повинна бути однозначною та досить точною;

2) специфікації треба дотримуватися в основному при здійсненні закупок, які зроблено в усіх або у більшості країн-учасниць програми зіставлень;

3) вартість товарів та послуг у всіх категоріях витрат ВВП повинна відображати показник обсягу виробництва, а не затрат на виробництво;

4) між країнами, які зіставляються, не повинно бути принципової різниці.

Вважається, ПКС більшості базових заголовків відображають коефіцієнти спільного «теоретичного» продукту, до якого зведено всі продукти базового заголовку. Отже, якщо внутрішні витрати даної країни, охоплено даним базовим заголовком, поділено на відповідні ПКС, маємо кількісний вираз цього складового елементу у валютних одиницях масштабу цін. Це загальний принцип ГІМЗ для отримання кількісних зіставлень з цінових та вартісних показників між країнами.

Наступним ступенем є агрегація реальних величин базового заголовку та розрахунок середніх ПКС для різних агрегованих категорій і ВВП. При цьому мають бути дотримані такі вимоги:

1. Інваріантність базової країни. За цією умовою всі країни розглядаються паралельно і будь-яка країна може бути взята за базову.

2. Адитивність. Це означає, що реальні величини вартості для всіх базових заголовків і для всіх країн-учасниць мають задовольняти такі дві умови:

а) для будь-якого базового заголовку реальні величини вартості повинні бути прямо порівнюваними між кожними двома країнами;

б) для будь-якої країни реальні величини вартості повинні бути порівнюваними для кожного базового заголовку.

Друга умова забезпечує отримання результатів на будь-якому рівні агрегації простим додаванням реальних величин вартостей для базових заголовків, що його складають.

3. Середній тест. Ця умова виконується, якщо для будь-якої пари країн агрегатний індекс обсягу знаходиться між найвищим й найнижчим коефіцієнтами обсягу категорій, що його складають, на будь-якому рівні субагрегації. Те, що індекс обсягу при зіставленні двох країн витримує тест, не означає, що це правильно і щодо відповідних ПКС.

7.4 Основні методи міжнародних зіставлень валового внутрішнього продукту

Метод ЕКШ

Процедура розрахунків ПКС, що описана в попередньому розділі, застосовується в прямих парних зіставленнях, як і індекс Фішера, який крім вимоги характерності -ваг задовольняє також вимогу незалежності від вибору базисної країни і вимогу оберне-ності факторів. Однак індекс Фішера не задовольняє вимогу ади-тивності і вимогу транзитивності. Ця остання вимога особливо важлива в контексті багатобічних зіставлень, тому формула Фішера не може бути використана для багатобічних зіставлень. А міжнародні організації, як правило, більш цікавлять багатобічні зіставлення, що проводяться одночасно для деякої групи країн. З цієї причини для багатобічних зіставлень розроблено свої методи, що задовольняють вимогу транзитивності і деякі інші вимоги. Вибір методу залежить від ряду факторів: мети зіставлень, можливості отримання тих або інших даних, ресурсів, які є в наявності в організаторів зіставлень, і т. ін.

На практиці найбільше застосовується індекс ЕКШ (у назві цього методу початкові літери трьох його авторів -- угорців Ел-тето і Кевеща та поляка Шульца). Індекс ЕКШ використовується сьогодні міжнародними економічними організаціями як основна формула для проведення міжнародних зіставлень ВВП і паритетів купівельної спроможності валют. В основі формули ЕКШ лежить постулат про те, що індекс Фішера забезпечує для кожної пари країн найкращий результат. Однак індекси Фішера не транзитивні, і формула ЕКШ повинна забезпечити на основі визначеної математичної процедури компроміс між вимогою характерності ваг і вимогою транзитивності.

Формула індексу ЕКШ для випадку, коли в зіставленнях беруть участь чотири країни: А, В, С і О -- матиме такий вигляд:

Таким чином, застосування формули ЕКШ припускає обчислення серії індексів Фішера: індекси Фішера, обчислені шляхом прямого зіставлення показників даної пари країн (у нашому прикладі країн В і А), та індекси Фішера для тієї самої пари країн, обчислені непрямим шляхом, тобто шляхом перемножування в нашому прикладі (Рв/с ^с/а) і (^в/о рп/л), за таким підходом як базисна по черзі виступає кожна країна, що бере участь у зіставленнях.

Індекси ЕКШ мають ряд переваг. Вони лише мінімально відхиляються від вимоги характерності ваг, І^они задовольняють вимогу транзитивності, незалежності від вибору базисної країни, оберненості факторів. Однак формула ЕКШ не задовольняє вимогу адитивності, що має велике значення для аналізу структури. Проте офіційні результати міжнародних зіставлень ІЗ В її, проведених міжнародними організаціями в рамках ПМЗ, отримані на основі формули ЕКШ. Індекси співвідношень ВВІ І країн, що публікуються міжнародними організаціями, отримані в результаті розрахунків, проведених на основі методології, у розробці якої брали участь головні фахівці світу. Тому вони можуть розглядатися як досить об'єктивні і надійні. Водночас, як буде показано нижче, застосовувана методологія зіставлень ще далека від досконалості і заснована на постулатах, аж ніяк не безперечних і що не поділяються деякими вченими з міжнародною репутацією. Застосовувана методологія дає цифри, що систематично занижують показники країн із відносно високим рівнем економічного розвитку і, відповідно, завищують показники країн із відносно низьким рівнем розвитку. Це систематичне перекручування пов'язано насамперед зі спрощеним трактуванням неринкових компонентів ВВП, яке ґрунтується на умовному припущенні, що рівень продуктивності праці в галузях, які виробляють неринкові послуги, приблизно однаковий в усіх країнах, що беруть участь у зіставленнях. Зрозуміло, що таке припущення не відповідає дійсності, адже рівні озброєності праці лікаря, вчителя і державного службовця дуже різні в різних країнах, однак спроби виміряти відмінності в рівнях продуктивності праці в цих галузях дотепер не були успішними.

Відсутність ясної і теоретично обгрунтованої методології зіставлення неринкових послуг спонукає деяких фахівців у цій галузі робити висновок про недоцільність зіставлень ВВП і формулювати пропозиції проводити зіставлення тільки ринкових елементів ВВП, наприклад, витрат домашніх господарств на споживання та ін. Такі висловлювання вже неодноразово звучали на міжнародних нарадах, присвячених обговоренню проблем теорії і методології зіставлень ВВП.

Як уже було відзначено вище, не всі фахівці в галузі теорії індексів одностайні в оцінці переваг формули ЕКШ. Позитивну оцінку формулі ЕКШ дають прихильники формули Фішера, які вважають, що вона має економічний зміст і не має елементу систематичного перекручення. З іншого боку, деякі теоретики в цій галузі вважають, що формула Фішера на практиці не може забезпечити апроксимацію «теоретичного індексу» і що в кращому випадку вона може бути використана як1*інструмент одержання однозначного результату прямого двостороннього зіставлення шляхом усереднення індексів Ласпейреса і Пааше. Прихильники цієї точки зору вважають, що в основу індексів міжнародних зіставлень макроекономічних показників має бути покладено середні міжнародні ціни, що відображають відносну вагу у світовій економіці окремих країн, що беруть участь у зіставленнях. Розглянемо більш докладніше методи, засновані на концепції середньої міжнародної ціни.

Слід зазначити, що в останні роки статистичний відділ Європейського Союзу (Євростат) запропонував ряд модифікацій формули ЕКШ, що мають на меті підвищення точності розрахунків і поліпшення аналітичності обчислювальних індексів. Перша модифікація одержала назву «методу зірки». Суть цього методу полягає в тому, що для кожної найменшої товарної групи, на які з метою зіставлення розбивається ВВП порівнюваних країн, серед підібраних для кожної пари країн товарів-представників з цінами розміщуються товари-представники (вони позначаються зірочкою, звідки і назва цього методу), що найбільш характерні для однієї країни (скажімо, для країни А) і які найбільш характерні для країни-партнера (скажімо, для країни В). За такого підходу процедура розрахунків середнього індексу на рівні найменшої товарної групи має такий вигляд. Спочатку за допомогою середньої геометричної формули обчислюється середній індекс цін па основі даних про ціни на товари-представники, найбільш характерні для країни А. Цей індекс називається індексом типу Ласпейреса (якщо країна А розглядається як базисна). Потім обчислюється середній геометричний індекс па основі даних про ціни на товари-представники, найбільш характерні для країни В. Цей індекс називають індексом типу Пааше. На наступному етапі застосовують формулу Фішера для одержання однозначного результату розрахунку середнього індексу цін шляхом усереднення індексів типу Ласпейреса і Пааше. Така модифікація процедури розрахунків повинна підвищити точність розрахунків, на відміну від стандартів, при яких зазначеної розбіжності в товарах-представниках, підібраних для країн А і В, не проводиться. Однак ці поліпшення принципово не змінюють засадничих постулатів методу ЕКШ. Перейдемо тепер до розгляду інших методів зіставлень.

Метод Гірі-Кам іса

На думку деяких теоретиків з міжнародною репутацією, більш обґрунтоване уявлення (у порівнянні з методом ЕКШ) про місце країн у світовій економіці і співвідношення у рівнях економічного розвитку різних країн дає метод Гірі-Каміса, заснований на застосуванні середніх зважених міжнародних цін, що відображають роль кожної країни у світовій економіці. Індекси Гірі-Каміса дають більш точне відображення економічної реальності, ніж індекси ЕКШ; деякі розрахунки, проведені в минулому, показали, що метод Гірі-Каміса дає цифри відносно більш низькі (у порівнянні з методом ЕКШ) для країн із вищим рівнем економічного розвитку. Таким чином, принаймні з погляду прихильників методу Гірі-Каміса, індекси ЕКШ відносно занижують показники найбільш розвинених країн.

Найбільш розробленим і використовуваним у практиці міжнародних зіставлень методом, в основі якого лежить концепція середньої міжнародної ціни, є метод Гірі-Каміса. У підґрунтя цього методу покладено вирішення системи лінійних рівнянь, що дозволяють обчислити одночасно середні міжнародні ціни на основні групи продуктів, а також паритети купівельної спроможності валют, що показують відношення валют окремих країн, які беруть участь у міжнародному зіставленні, до деякої умовної міжнародної валюти; зрозуміло, що за такого підходу дається можливість обчислити паритети купівельної спроможності валют, що виражають співвідношення між валютами країн, що беруть участь у зіставленнях. Формула Гірі-Каміса має такий вигляд:

де рі--- середня міжнародна ціна 7-го товару, виражена в одиницях умовної міжнародної валюти; К/-- паритет купівельної спроможності валюти країни / щодо деякої умовної міжнародної валюти;/?,/-- ціна /-го товару в країні у; (],/-- кількість 7-го товару в країні у; тУ-- кількість країн, що беруть участь у зіставленні; М-- кількість товарів (товарних груп).

Таким чином, з формули випливає, що міжнародні ціни за методом Гірі-Каміса обчислюються як середні з національних цін, зважених за допомогою даних про обсяги виробництва відповідних продуктів; при цьому національні ціни конвертуються з метою їх порівняння в єдиній (умовній) міжнародній валюті за допомогою паритетів купівельної спроможності валют. Така схема обчислення середньої міжнародної ціни має чітку економічну інтерпретацію. Слід зазначити, що для обчислення середніх міжнародних цін в умовній міжнародній валюті передбачається, що паритет купівельної спроможності валют однієї з країн, що беруть участь у зіставленні, дорівнює 1 (тобто К^= \, якщо &--- це країна, валютна одиниця якої використовується як умовна міжнародна валюта). На перших етапах реалізації ПМЗ умовна міжнародна валюта виражалася в доларах США. Це значить, що: по-перше, паритет купівельної спроможності американського долара щодо умовної міжнародної валюти (у міжнародних доларах) приймався рівним 1; по-друге, прирівнювання американського і міжнародного долара відбувалося тільки на рівні ВВП у цілому, але не на рівні його окремих компонентів (споживання й окремі групи споживання, нагромадження тощо). Отже, середні міжнародні ціни в міжнародних доларах відрізнялися від американських цін у доларах США, а також від середніх міжнародних цін у доларах США, отриманих за допомогою валютних курсів.

Індекси, отримані на основі формули Гірі-Каміса, задовольняють ряд важливих вимог: вимоги транзитивності, адитивності, незалежності від вибору базисної країни, оберненості факторів. Однак індекси Гірі-Каміса не задовольняють вимогу характерності ваг або вони відступають від цієї вимоги більшою мірою, ніж індекси ЕКШ, і ще більшою мірою, ніж індекси Фішера.

Вже протягом тривалого часу відбувається широка дискусія з питання про відносні переваги і недоліки формули Гірі-Каміса. її прихильники, відомі американські спеціалісти в цій галузі І. Кревіс, Р. Саммерс, А. Хестон, вважають, що вона має ясний економічний зміст, оскільки середні міжнародні ціни, що лежать в основі цього методу, відображають реальну економічну дійсність. У той же час критики формули Гірі-Каміса, що, як правило, одночасно є прихильниками формули Фішера, вважають, що формула Гірі-Каміса додає систематичні перекручування в результати розрахунків. Вони відзначають при цьому, що на середні міжнародні ціни, обчислювані за формулою Гірі-Каміса, впливають розбіжності в розмірах ВВІ! країн, і тому такі середні міжнародні ціни неминуче тяжітимуть до цін великих з економічної точки зору країн. Така залежність, на їх думку, не бажана, тому що вплив на індекси великих з економічної точки зору країн (скажімо США) означатиме систематичне відхилення одержуваних індексів від деякого «теоретичного» індексу, верхні і нижні межі якого визначають індекси Ласпейреса і Пааше. Іншими словами, на їхню думку, застосування середніх міжнародних цін за методом Гірі-Каміса в зіставленні групи країн, включаючи США, означатиме, Ідо отримані індекси тяжітимуть до індексів Ласпейреса (якщо США буде розглядатися як базисна країна) і до індексів Пааше, якщо як базисна виступатиме будь-яка інша країна з цієї групи.

Слід зазначити, що основна відмінність формули Гірі-Каміса від формули ЕКШ полягає не в тому, що перша має форму середньої арифметичної, а друга -- форму середньої геометричної, а в | тому, що в формулі Гірі-Каміса використовуються ваги, а у фор- { мулі ЕКШ ваги не застосовуються (або, іншими словами, кожній І країні надається рівна вага). [

На початкових етапах реалізації проекту 00Н з міжнародних зіставлень ВВП і паритетів купівельної спроможності валют (1970) формула Гірі-Каміса була основною, однак на більш пізніх етапах основною стала формула ЕКШ, а формула Гірі-Каміса розглядається як друга за значимістю; оскільки вона задовольняє вимогу адитивності, її застосовують для порівняльного аналізу структури економіки.

Методи Герарді й Уолша

У теорії і практиці зіставлень відомо й інші методи розрахунку І індексів. Наприклад, протягом ряду років Євростат застосовував у ( розрахунках із зіставлень ВВП формулу Герарді (за іменем італійського статистика, що запропонував її). Формула Герарді передбачає обчислення середніх міжнародних цін, і в цьому відношенні ! метод Герарді схожий з методом Гірі-Каміса, однак основна відмінність між ними полягає в тому, що середні міжнародні ціни за | методом Герарді обчислюються як незважені середні величини, ! тоді як середні міжнародні ціни за методом Гірі-Каміса обчислюються як середні зважені величини (з урахуванням частки окремих І країн у виробництві тих або інших продуктів). Це розходження не І випадкове, а відображає розбіжності в інтерпретації деяких основних принципів теорії індексів і міжнародних зіставлень І, зокрема, різне ставлення прихильників обох формул до індексу Фішера. Інша важлива особливість формули Герарді полягає в тому, що при обчисленні середньої міжнародної ціни національні ціни не конвертуються в якусь єдину валюту (як це робиться у разі обчислення середніх міжнародних цін за методом Гірі-Каміса). Сам Герарді пояснював цю особливість своєї формули (на перший погляд, дуже дивну і суперечливу) тим, що йбго метод спрямований на встановлення деяких коефіцієнтів (пропорційних середнім міжнародним цінам за його концепцією), застосування яких дозволяє одержати індекси, що задовольняють основні вимоги теорії індексів. Дійсно, індекси, обчислювані за формулою Герарді, задовольняють вимогу транзитивності, адитивності, незалежності від вибору базисної країни, проте серйозний недолік формули Герарді полягає в тому, що середні міжнародні ціни, що лежать в основі цього методу, позбавлені ясного економічного змісту. В даний час Євростат припинив або, можливо, зупинив використання формули Герарді у своїх розрахунках, однак вона становить інтерес у теоретичному плані як яскравий представник формально-математичного напряму.

Інший важливий метод відомий як метод Уолша. Формула індексу Уолша має такий вигляд:

За допомогою формули Уолша обчислюють індекси цін у рамках багатобічних зіставлень, що задовольняють вимогу транзитивності, незалежності від вибору базисної країни, оберненості факторів, однак вимога адитивності не задовольняється, і цс є істотним недоліком формули Уолша. Оскільки при обчисленні цього індексу застосовують середні незважені ваги, то з позиції прихильників формули Фішера індекси Уолша не містять систематичного перекручування. Індекси Уолша відступають від вимоги характерності ваг більшою мірою, ніж індекси ЕКШ та індекси Фішера. Сьогодні формула Уолша не розглядається як основна в практиці міжнародних зіставлень ВВП, однак її застосовують в ООН у контексті проведених там розрахунків показників вартості життя співробітників ООН, які працюють у різних місцях світу, що проводяться з метою вирівнювання рівнів оплати їхньої праці в реальному виразі.

У табл. 8.5 наведено систематизовані вимоги аксіоматичної теорії, що задовольняються або не задовольняються різними формулами індексів.

Таблиця 8.5

ВІДПОВІДНІСТЬ МЕТОДІВ РОЛ'АХУНКУ ПКС СИСТЕМАТИЗОВАНИМ ВИМОГАМ АКСІОМАТИЧНОЇ ТЕОРІЇ

Метод
Вимога	Фішера	ЕКШ	І ірі-Каміса	Герарді	Ласпейреса	1 Іааше
Характерність	X	X	у	У	ху	ху
Транзитивність	У	X	Л'	X	X	У
Незалежність
від вибору ба-	X	X	А'	X	У	У
зисної країни
Адитивність	У	У	X	X	X	X
Оберненість факторів	X	X	X	X	X	X

х-- вимога задовольняється; у-- вимога не задовольняється; ху-- вимога задовольняється частково.

Таким чином, очевидно, що не існує жодної індексної формули, яка задовольняє всі вимоги. При застосуванні різних методів виникають деякі розбіжності, які видно з наведених у табл. 8.6 результатів міжнародних зіставлень по шести країнах, виконаних за 1975 р.

Таблиця 8.6

ВВП НА ДУШУ НАСЕЛЕННЯ КРАЇНИ (США, 1975 - 100)

Метод	Індія	Кенія	Колумбія	Корея	Японія	Франція
Фішера	6,0	5,8	18,7	17,2	67,5	80,2
Гірі-Каміса	6,6	6,5	23,6	19,9	68,6	81,9
ЕКШ	5,7	5,4	19,9	17,8	65,3	81,1
Уолша	6,4	4,8	19,5	17,6	66,1	80,0
Герарді	5,7	5,8	20,4	18,5	66,5	77,8
За обмінним курсом	2,0	3,4	7,9	8,1	62,3	89,8

На практиці вибір формули залежить від мети зіставлення, від того, яким його аспектам передбачається приділити найбільшу увагу, від наявності вихідної інформації і т. ін. Наприклад, у випадку прямих двосторонніх зіставлень, проведених відносно ізольовано для різних груп країн, вимога транзитивності не має великого значення і нею можна нехтувати. Або якщо метою зіставлення є одержання даних про відносні рівні економічного розвитку країн, а не виявлення структурних розбіжностей, тоді можна не турбуватися про адитивність.

Статистична характеристика основних 8.5. макроекономічних показників України в порівнянні з іншими країнами

Україна, після проголошення нею державної незалежності, брала участь у двох останніх фазах ПМЗ за 1993 та 1996 р., у зіставленнях за 1999 р. Дані цих зіставлень, які здійснюються міжнародними організаціями спільно з національними статистичними службами, є, незважаючи на певні недоліки цих дуже складних розрахунків, найбільш обґрунтованими й об'єктивними. Вони дають концентроване уявлення про рівень економічного розвитку окремих країн, реальне співвідношення національних валют.

Навряд чи можна заперечувати, що ці дані цікавлять громадськість нашої країни. Необхідно, щоб вони були відомі керівництву України. Ці показники повинні обов'язково враховуватися при формуванні не тільки нашої економічної і соціальної політики, але без їх розуміння важко вирішувати і такі важливі зовніш-ньополітичні питання, як наприклад, реалізація стратегічного завдання щодо вступу України до Європейського Співтовариства.

Поширення інформації в Україні про підсумки цих міжнародних порівнянь сприяло б подоланню недовіри до будь-яких зіставлень з іншими країнами, яка склалася в суспільстві ще за радянських часів. Тоді, виходячи з політико-ідеологічних догм про безумовні переваги соціалізму над капіталізмом, статистичні органи колишнього СРСР десятиріччями наводили дані, які суттєво завищували співвідношення Радянського Союзу з західними країнами, і в першу чергу із СІЛА, за національним доходом, промисловим виробництвом, продуктивністю праці, життєвим рівнем. А натуральні показники, які друкувались, охоплювали переважно лише такі продукти, по виробництву яких СРСР випереджав США -- залізна руда, сталь, цемент. Тобто порівнювалися в першу чергу сировинні проміжні товари, а не кінцеві макро-економічні показники, які набагато краще характеризують рівень розвитку країни, ефективність і структуру виробництва, життєвий рівень населення.

Дані про співвідношення між країнами щодо основного макро-економічного показника-- валового внутрішнього продукту -- за реальною купівельною спроможністю національних валют є найбільш методологічно обґрунтованим" і репрезентативним засобом міжнародних зіставлень. Вони широко використовуються такими авторитетними міжнародними організаціями, як ООН, Світовий банк, МВФ, ОЕСР. їх метою є перерахунок ВВП та його основних складових, включаючи кінцеве споживання населення, споживання органів загального (державного) управління, валове нагромадження основного капіталу, експорту, імпорту в єдину валюту, що забезпечує можливість їх прямого зіставлення.

Щодо Радянського Союзу, то він вперто ухилявся від участі у цьому міжнародному проекті. Формально відмова обґрунтовувалася тим, що ці зіставлення здійснювалися на базі буржуазної, а звідси -- ненаукової і вульгарної методології (хоча вже тоді Польща та Угорщина брали в них участь), зокрема тим, що ними охоплювались і галузі так званої сфери нематеріального виробництва. Проте насправді дві інші обставини унеможливлювали участь у них СРСР. Перша -- розуміння того, що наслідки будуть менш сприятливими для Радянського Союзу, ніж ті показники, які щорічно наводились у статистичних збірниках «Народное хо-зяйство СССР». Друга -- засекреченість основного масиву даних, які були необхідні для проведення зіставлень.

І лише в останні роки існування СРСР, з проголошенням політики гласності і відкриттям майже всієї статистичної інформації, а саме -- у середині 1989 р., становище змінилось. СРСР погодився взяти участь у ПМЗ 1990 року. У 1989р. статистичними органами СРСР і ФРН було здійснено спільне зіставлення ВВП за міжнародною методологією. Його результати для СРСР були значно нижчі, ніж досі давав Держкомстат СРСР. Згідно із цим порівнянням, ВВП у СРСР дорівнював на душу населення 38,3 % від показників ФРН. А за даними Держкомстату СРСР тих часів, національний дохід (показник, близький до ВВП) в СРСР становив у 1985 р. 66 % до рівня США або 57 % на душу населення. За підсумками порівнянь 1990р. ВВП на душу населення у Радянському Союзі становив 37,3 % до рівня ФРН та 31,6 % до рівня США. Тобто радянські версії зіставлень зі США завищувалися на користь СРСР приблизно вдвічі.

Україні за радянських часів взагалі не дозволялося наводити у статистичних щорічниках ніяких, навіть вигідних для нас, порівняльних цифр, бо вважалося, що такі порівняння мають націоналістичний характер. Тому більше десяти років (з 1979 до 1989 р.) в українських статистичних щорічниках не наводилося ніяких порівнянь з іншими країнами, і лише деякі досить дозовані і позичень із союзних щорічників зіставлення з включенням в них УРСР з'явились у 1990р. Крім того, надмірна, необгрунтована таємність щодо статистичних даних унеможливлювала оприлюднення багатьох найважливіших економічних даних. Так, по СРСР у 1980--1984 рр. не друкувалося даних щодо валового збору зернових культур, а в статистичних щорічниках України того часу не дозволялося наводити навіть дані з видобутку вугілля, нафти, газу, виробництва чавуну і сталі. Починаючи з 1990р., в економіці України тривав спад, ВВП щорічно знижувався. У 1993 р. ВВП становив 70,6 % до рівня 1990 р., а в розрахунку на душу населення -- 70,2 %. У 1996 р. ці показники відповідно знизилися вже до 43,0 і 43,9 %.

Звичайно, що економічна криза не могла не погіршати показників співвідносим України з іншими і, в першу чергу, провідними західними країнами. У табл. 8.7 подаються базові показники ВВП на одну особу за 1996--2000 рр. і співвідношення ВВП на душу населення стосовно США. В оригіналі ці показники розраховано в австрійських цінах (базової країни європейських зіставлень) і наводяться у процентах до Австрії.

Для зручності аналізу в табл. 8.7 вони розраховані відносно до показників США, але залишаються в австрійських цінах. Щодо України, то її ВВП на одну особу продовжував знижуватися щодо американського показника у 1997--1999рр., і лише у 2000р., коли ВВП України зріс на 6,1 %, а на одну особу -- майже на 6,5 %, його співвідношення з США трохи підвищилося.

Іншим важливим результатом програм міжнародних та європейських зіставлень (ПЄЗ) є одержання паритетів купівельної спроможності (ПКС) національних валют щодо міжнародної валюти, яка приймається за базову. У ПМЗ -- це американський долар, а у ПЄЗ -- австрійський шилінг. Показники ПКС базуються на фактичних співвідношеннях цін на окремі товари (наприклад, на окремі види хліба та інших продуктів із зерна) та послуги (тобто розраховуються «знизу»). Групові цінові паритети розраховуються по зважених співвідношеннях цін на товари цієї групи і далі -- до співвідношень, які охоплюють увесь ВВП (див. табл. 8.7).

Валютний курс встановлюється «зверху», і за умов його використання при будь-яких перерахунках (ВВП, його окремих компонентів) є однаковим і залежить лише від його офіційних змін. Паритети же за окремими товарами і послугами, їх групами, компонентами ВВП і щодо всього ВВП не збігаються і можуть значно відрізнятися від середніх показників щодо всього ВВП.

Щодо України, то майже як і для всіх країн, в яких ВВП на душу населення не досягає приблизно 2/3 від рівня США, середні паритети купівельної спроможності національної валюти є вищими, ніж офіційний валютний курс. Це слід розуміти в тому сенсі, що на один американський долар в них можна придбати більше товарів та послуг, ніж за співвідношенням, яке випливає з офіційного валютного курсу.

Починаючи з 1993 р. показники ВВП України на одну особу за реальною купівельною спроможністю публікуються в щорічних «Доповідях про людський розвиток» Програми розвитку ООН (ПРООН) поряд ще з двома компонентами -- тривалістю життя при народженні та показниками освіти. За цими показниками ПРООН розраховує індекс людського розвитку (ІЛР) і за його абсолютною величиною визначає місце країн у світі серед 174 країн світу. Показники ВВП на одну особу і місце України та сусідніх з нею країн за індексами людського розвитку наводяться у табл. 8.8.

Таблиця 8. 7

ВВІІ І-ІЛ ДУШУ НАСЕЛЕННЯ ЗА ПАРИТЕТАМИ КУПІВЕЛЬНОЇ СПРОМОЖНОСТІ ТА ІНДЕКСІ! ЗМІН ВВП НА ОДНУ ОСОБУ ДО США У 1990--2000 рр.

	ВВІ" на одну особу, США =1 00,0 %	ВВІ І на одну особу, дол. США
КрлІІІл	1990	1 996	1997	1 998	1999	2000	1 996	1997	1998	1 999	2000
СІЛА	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0	100,0	27924	28790	29535	30005	30155
15 країн СС	69,4	70,7	69,9	69,3			19742	20124	20468
ФРІ!	72,0	76,2	74,3	73,7	74,5	76,7	21278	21391	21767	22365	23125
Франція	78,0	73,7	72,9	72,5	74,7	77,2	20580	20988	21413	22420	23285
Великобританія	71,3	70,1	70,1	68,6	69,2	71,2	19574	20182	20261	20775	21485
ІТаЛІЯ	73,2	74,1	71,3	69,7	69,9	71,7	20692	20527	20586	20975	21625
Австрія	75,2	79,5	78,7	78,6	79,5	81,6	22200	22888	23215	23840	24605
Туреччина	21,2	21,5	22,0	22,0	20,4	19,7	6004	6334	6498	6130	5945
Польща	22,9	26,3	27,1	27,6	28,4	29,4	7344	7802	8152	8525	8865
Чехія	48,0	45,6	44,6	43,1	42,6	43,0	12733	12840	12730	12780	12970
Словаччина	35,3	31,6	32,4	32,8	33,1	33,6	8824	9328	9687	9930	10130
Угорщина	37,6	33,2	33,7	34,5	35,7	37,1	9271	9702	10190	10720	11200
Румунія	26,3	21,8	21,6	19,4	19,6	20,2	6087	6218	5730	5885	6090
Росія	41,0	24,2	23,7	21,9	22,5	23,0	6758	6823	6468	6745	6925
Україна	27,8	11,9	11,3	10,8	,10,7	11,4	3323	3253	3190	3215	3430
Білорусь	28,5	18,5	20,0	21,1	21,6	22,0	5166	5758	6232	6475	6635
Молдова	27,8	7,7	7,6	6,6	6,2	6,1	2150	2188	1943	1870	1830

Таблиця 8.8

МІЖНАРОДНІ ПОРІВНЯННЯ СОЦІАЛЬНО-ЕКОНОМІЧНОГО РОЗВИТКУ КРАЇН ЗА 1990--1998 роки

Країна	Показник	1990	1992	1993	1994	1995	1997	1 998
Україна	ВВПО	5433	5010	3250	2718	2361	2190	3194
	ІЛР	45 \	54	80	95	102	91	78
Росія	ВВПО	7968	6140	4760	4828	4531	4370	6460
	ІЛР	37	52	57	67	72	71	62
Білорусь	ВВПО	5727	6440	4244	4713	4398	4850	6319
	ІЛР	38	42	61	62	68	6П	57
Молдова	ВВПО	3114	3670	2370	1576	1547	1500	1947
	ІЛР	64	81	98	ПО	113	104	102
Польща	ВВПО	4237	4830	4702	5002	5442	6520	7619
	ІЛР	49	51	56	55	52	44	44
Словаччина	ВВПО	X	6690	5620	6389	7320	7910	9699
	ІЛР	X	40	41	42	42	42	40
Угорщина	ВВПО	6116	6580	6059	6437	6793	7200	1023 2
	ІЛР	28	50	46	48	47	47	43
Румунія	ВВПО	2800	2840	3727	4037	4431	4310	5648
	ІЛР	77	98	74	79	74	68	64
Довідково: Середній ВВПО по всіх країнах світу, дол. США	X	4890	5410	5428	5798	5990	6322	6526
ВВПО України до середнього по світу, %	X	111	93	60	47	39	-л ~> „"О	49

Примітка: ВВПО -- ВВП на 1 особу; ІЛР -- індекс людського розвитку.

ПРООН у своїх публікаціях намагається спиратися на дані програм міжнародних та європейських зіставлень. Але оскільки в її доповідях дані по всіх країнах наводяться лише за один (останній) рік, у наступних виданнях вони не виправляються і виникає викривлення показників ВВП, то ПРООН не може чекати три-чотири роки, поки будуть проведені розрахунки ПМЗ і ГІЄЗ. Тому, спираючись на підсумки попередніх порівнянь, вміщує свої оцінки за наступні роки. Внаслідок цього виникають серйозні неузгодження і певні помилки щодо співвідношень показників ВВП у д й н а м і ці та м і ж країн а м й.

Так, можна вважати, що порівняння ВВП по Україні та сусідніх країнах СНД за перші роки обчислення (до одержання результатів порівнянь за 1993 р.), найімовірніше були дещо завищеними щодо інших країн. Виходило, що у 1990 р. ВВП на одну особу в Україні був на 11 % вище середньосвітового рівня. Також навряд чи ВВП на одну особу в Росії у 1990 і 1992 р. був майже в 1,9 раза вищим, ніж у Польщі і в 1,3 раза вищим, ніж в Угорщині. В Україні ВВП на одну особу за цими даними теж був у 1990 і 1992 р. вищим, ніж у Польщі, що також викликає сумніви. Також є підстави для сумніву, що у 1990р. ВВП у Росії на одну особу був у 1,47 раза вищим, ніж в Україні, а у Молдові становив лише 57 % від ВВП України. За даними Статистичного комітету СНД у 1990 р. вироблений національний дохід на одну особу в Росії становив 132 % до України, в Білорусі -- 126 % і в Молдові -- 95 %.

У ПЄЗ-93 для всіх країн було використано коригування, що призвели до істотного заниження показників ВВП по цій групі країн у порівнянні з іншими країнами світу. Це спричинило різке зниження показників ВВП України на одну особу порівняно з попередніми роками (1993 до 1992р.-- падіння на 35,2%, фактично ж, за даними Держкомстату,-- на 14,2 %). 1 ці «скориго-вано-занижені» дані використовувалися ПРООН для України по 1997р. включно (1997р.-- 2190дол. США на одну особу), бо, видаючи влітку 1999р. свою чергову «Доповідь про людський розвиток» з даними за 1997 р., ПРООН ще не мало підсумків ПЄЗ за 1996р. (оприлюднених наприкінці 1999р.), в яких такі коригування вже не використовувалися. Тому у наступному виданні Доповіді ПРООН 2000 р. показники ВВП на одну особу України були збільшені до 3 194 дол. США, або більш ніж на тисячу доларів США за рік (у 1,46 раза). Зрозуміло, що це теж не може відповідати дійсності.