В статистическом изучении динамики цен  ведущая роль принадлежит индексному методу. Цены одного товара сравниваются с помощью индивидуального (однотоварного) индекса цен i_p = p_i1/p_i0, где p₀ и p₁ – цены за товар в базисном и текущем периоде соответственно.

Индекс средних цен применяют при изучении изменения цен по товарным группам, по территориям, субрынкам:

Ip _cp. = p_1cp. / p_0cp. = p_i1 * q_i1 /q_i1 /p_i0 * q_i0  /q_i0,

где р_ср. – средняя цена товарной группы (товара по территории, субрынку); p_i; q_i – цена и количество проданного i-го вида товара (товара по i–й территории или i-м субрынке).

Суммирование количества товаров осуществляется по достаточно однородным товарам. Расчет индекса средних цен рассмотрим на конкретном примере (табл. 21.3).

Средняя цена в 1-м квартале составляла 4,7 р. (47 тыс. р./ 10 000 шт.), во 2-м квартале – 7,6 р. Система индексов имеет вид:

Таблица 21.3

Расчет индекса средних цен

7,6 /4,7 : 10000/10000 = 7,6 /5,0 * 5,0 /4,7 * 10000/10000.

1,61      =           1,52      *            1,06

Если бы не было структурного перераспределения продаж, то средняя цена товара возросла бы в 1,52 раза. Изменение структуры продаж вызвало рост цены на 6 %. А одновременное воздействие обоих факторов увеличило среднюю цену на 61 %.

Для совокупности разнородных товаров основной формой индекса цен является агрегатный. Для выявления непосредственного изменения цен показатель количества продаж фиксируют на одном из уровней:

базисного периода времени (индекс Ласпейреса)

Ipл = p_i1 * q_i0 / p_i0 * q_i0

или текущего периода (индекс Пааше)

Ip = pi1 * qi1 / pi0 *qi1.

Наиболее применима  формула Ласпейреса.

Индекс Ласпейреса показывает, во сколько раз изменились бы потребительские расходы в текущем периоде, по сравнению с базисным, если бы при изменении цен уровень потребления оставался прежним. По формуле Пааше видно, во сколько раз сумма фактических затрат населения на покупку товаров больше суммы денег, уплаченных населением за те же товары при ценах уровня базисного периода. Статистическим анализом доказано, что в долговременном аспекте формула Пааше занижает реальное изменение цен вследствие общественной отрицательной корреляции (относительный вес товаров падает при возрастании его цены). Лучшим линейным индексом является промежуточный, вычисленный по формулам Ласпейреса и Пааше – индекс Эджворта-Маршалла:

Iэ-м = Sⁿ_i=1 p_i1 (q₁+q₀):2 / Sⁿ_i=1 p_i0 * (q₁+q₀):2.

Применяют и индекс Фишера Iф = Ö (I_pл * I_pп),   оценивающий набор товаров не только базисного периода по ценам текущего, но и набор товаров текущего периода по ценам базисного – при наличии трудностей с выбором весов или значительного изменения структуры весов.

Отдельные показатели статистики цен по Российской Федерации представлены в табл. 21.4 и 21.5.

Таблица 21.4

Индексы цен в секторах экономики (в коэффициентах)*

* Источник: Российский статистический ежегодник, 2003: Стат. сб. / Госкомстат России. – М., 2003. –  с. 611.

Таблица 21.5

Индексы цен в секторах экономики по регионам Российской Федерации в 2002 г.*

* Источник: Российский статистический ежегодник, 2003: Стат. сб. / Госкомстат России. – М., 2003. –  с. 612-613.