II. INFLATSIOONI ARENG EESTIS

1992. aastal valitsenud reaalne majanduslik olukord, endise N. Liidu Riigipanga enne rahareformi ellu viidud rahapoliitika, rahareformi käigus tehtud otsused ning sellele eelnenud hindade liberaliseerimise ja majanduse avanemise ulatus määrasid põhiliselt ära hinnataseme ja suhteliste hindade muutuse protsessi põhijooned järgnevaiks aastaiks. Nende mõjurite toel on Eestis jätkunud hindade lähenemine rahvusvahelisele hinnatasemele ja -struktuurile.

ÜLDTENDENTSID

Tarbijahindade üldine kasvutempo langes pärast rahareformi 1993. a. 89%-lt 1995. a. 29%-ni (vt. joonis 1). Tarbijahinnaindeksi (edaspidi THI) muutuse kaudu mõõdetud inflatsiooniindeks näitas teatud stabiliseerumise märke 1995. a. teisel poolel. THI kasvutempo oluline langus järgnes 1996. aasta II kvartalist alates. Seejuures näitasid 1995. aasta teisel poolel vastuseisu inflatsiooni langusele ka avatud sektori (põhiliselt mõnede toiduainete ja alkoholi) hinnamuutused.

Hinnakasv THI põhikomponentide lõikes on olnud väga erinev. Rahareformijärgsel perioodil on kõige enam kasvanud administratiivselt reguleeritavad ja muud varjatud sektorisse kuuluvad hinnad ning kõige vähem avatud sektori hinnad (vt. tabel 1).

Inflatsiooniliste survete paremaks hindamiseks on mõttekas analüüsida protsesse ka tavalisest THI arvutusmetoodikast erinevatel viisidel. Selleks kasutatakse algandmete töötlemisel muid statistilisi meetodeid (vt. "Alusinflatsiooni hindamine"), mis võivad näidata protsesse sellistest rahapoliitiliselt olulistest vaatenurkadest, mida tavapärane arvutusmetoodika ei võimalda.

Osaliselt annavad sellised "alternatiivnäitajad" tunnistust, et 1995. aasta teisel poolel olid THI-s väljendunud suhteliselt kõrgena püsinud inflatoorsed surved mõnevõrra "üle hinnatud" ning olulist osa hindade muutuses mängisid rahapoliitika poolt mittemõjutatavatest eksogeensetest teguritest tingitud protsessid. Eelkõige viitavad sellele indeksid, mille arvutusmetoodika sisaldab kas maksupoliitika muutuste või maailmaturu hindade järsust liikumisest tuleneva otsese mõju elimineerimist tarbijahindade muutusest (vt. joonis 1a).

Teised vaatluse all olnud indeksid, mille juures on kasutatud erinevaid keskmise kalkuleerimise meetodeid, vihjasid küll võimalusele, et inflatsioonilised surved on tavalise THI poolt ennustatust väiksemad, kuid samas ei andnud indeksid tunnistust, et surved oleksid olnud 1995. aasta teisel poolel vastupidised THI indeksi põhisuundadele (vt. joonis 4a).

SUHTELISTE HINDADE KOHANDUMINE[1]

Hinnaindeksi erinevate komponentide kasvutempo lahknevused peegeldavad Eesti inflatsiooniprotsesside tõlgendamise seisukohast tähtsaimat osa - suhteliste hindade struktuuri süvamuutust. Seejuures on eristatavad kaks erinevat, kuid siiski ühe ja sama protsessi poolt:
  1. suhteliste hindade kohandumine ning
  2. Eesti ja välismaiste hinnatasemete lähenemine.

TEENUSTE JA KAUPADE HINNASTRUKTUURI MUUTUMINE

Suhteliste hindade muutumise süstemaatilisus rahareformijärgsel perioodil on üldjoontes kõige selgemini kirjeldatav juba THI üldkomponentidega (vt. joonis 2). Selles peegeldub selgesti suletud sektori komponentide, millest põhiosa moodustavad teenused (näiteks ühistransport, kommunaalteenused jm.), hinnakasv teiste THI komponentide suhtes. Vaadeldud nelja aasta jooksul on avatud sektori hinnad sisuliselt kolmekordistunud, suletud sektorisse kuuluvad administratiivselt reguleeritavad hinnad aga üheksakordistunud.

Rahareformijärgsel perioodil toimunud hinnakasvule on olnud iseloomulik see, et erinevate kaupade hinnatõus on erinenud vähem kui erinevate teenuste oma. Näiteks tervishoiuga seotud teenuste hinnad kasvasid 1992. aasta II kvartali lõpust kuni 1996. aasta II kvartalini umbes 12 korda, kuid sideteenuste hinnad vaid 5 korda. Kaubagrupiti oli samal ajavahemikul suurim hinnamuutuste erinevus toiduainete ja majapidamiskaupade vahel - nende hinnakasv erines ligi kaks korda. Ühtaegu olid kaubagruppide-sisesed hinnamuutused väga erinevad (vt. joonis 3).

Rahareformijärgsel ajal on hinnaindeksi üksikute komponentide muutumise suhteline kiirus erinevatel perioodidel pidevalt muutunud. Seega on suhteliste hindade muutused vaadeldaval ajavahemikul toimunud ajaliselt ebaühtlaselt ning tegemist pole olnud ühekordse protsessiga. Näiteks 1992. aastal kasvasid muudest enam tervishoiu- ja eluasemekulutustega seotud, samuti toiduainete hinnad, 1994. aastal aga eluasemekulutustega seotud, transpordi- ja sideteenuste ning vaba ajaga veetmisega seotud hinnad (vt. tabel 2).

Kuigi 1995. ja 1996. aasta jooksul võis täheldada hinnakomponentide kasvutempode omavahelist tasandumist, mis tähendab, et antud perioodil on enam kallinenud sarnased hinnaindeksi komponendid, pole siiski alust arvata, et hindade struktuur põhikomponentide lõikes oleks praeguseks püsivalt välja kujunenud. Hinnastruktuuri muutuste ulatus on küll aja jooksul vähenenud, kuid indeksi erinevate komponentide hinnamuutused on siiski piisavalt erinevad eeldamaks, et suhteliste hindade muutumine jätkub ka lähitulevikus.

RAHVUSVAHELISE HINNAÜHILDUMISE ULATUSEST

Suhteliste hindade kohandumisprotsessi teist poolt - hindade üldist lähenemist rahvusvahelisele tasemele - saab statistiliselt jälgida, kui kasutada näiteks Eurostat'i ja Majandusliku Koostöö ja Arengu Organisatsiooni (OECD) poolt 1993. aastal koostatud Eesti ja Austria hinnataseme võrdluse tulemusi[2]. Kuigi Austria ei pruugi olla parim näide Eesti hinnataseme ja suhteliste hindade struktuuri nn. pikaajalise tasakaaluasendi kohta, annab see siiski mingi paralleeli üldiste võrdluste tegemiseks.

Nimetatud uuringu järgi moodustas Eesti hinnatase 1993. aastal veidi alla veerandi Austria üldisest hinnatasemest. Näiteks moodustasid Eesti toiduainete hinnad 29 ja majapidamisesemete hinnad 31 protsenti, kuid eluasemega seotud kulutuste hinnad 12 ning tervishoiuga seotud kulutuste hinnad 11 protsenti Austria tasemest (vt. joonis 4).

Lisades 1993. aasta andmetele kaubagrupiti järgnevatel perioodidel Eestis ja Austrias toimunud hinnatõusu, saame umbkaudu hinnata kaubagruppide hinnatasemete erinevusi ka järgnenud aastatel. Seda meetodit rakendades näeme näiteks, et 1995. aastaks moodustas Eesti toiduainete hinnatase Austria omast hinnanguliselt 44% ning 1996. aasta juuliks oli Eesti toiduainete hindade võrreldav tase lähenenud poolele Austria tasemest (vt. joonis 5 ja joonis 6).

Kui hinnata suhteliste hindade muutusi hindade kohandumisprotsessi erinevatel ajahetkedel, siis võiks formaalselt järeldada, et mida kaugemal on sisemajanduse hinnatase sellisest hinnatasemest, mida loetakse nn. majanduse pikaajalisele tasakaaluolekule omaseks ning milleks antud näites on eeldatud Austria taset, seda kiiremini näib antud kauba või teenuse hind kasvavat. Näiteks 1993. aastal oli Eestis, võrreldes normaalse turumajanduse reeglite järgi käituvate riikidega, eluasemega seotud teenuste suhteline hinnatase madalam kui majapidamistarvete hinnatase ning 1995. aastani kasvasid eluasemeteenuste hinnad majapidamistarvete hindadest kiiremini.

Samasugust võtet saab vormiliselt kasutada ka suletud sektori hindade suurema kasvu selgitamisel võrreldes avatud sektori hindade kasvuga. Põhiosa suletud sektori hindadest moodustavad teenused, mille suhteline hinnatase oli kasutadaolevate andmete põhjal vaatlusperioodi algul madalam kui kaupade hinnatase.

Kui hindade "kaugus" pikaajalise tasakaalu asendist mõjutab nende kasvutempo kiirust, siis võib sellest järeldada, et hindade kasvu kiirus peaks "tasakaaluasendile" lähenedes pidurduma.

Alusinflatsiooni hindamine

Lisaks tavapärasele tarbijahinnaindeksile kasutatakse inflatsiooni analüüsil ka muid indikaatoreid. Teatud gruppi indikaatoreid ühendab termin alusinflatsioon. Alusinflatsiooni indikaatorid tuletatakse tavaliselt traditsioonilisest tarbijahinnaindeksist, millest on välja arvatud teatud tüüpi hindade muutused. Näiteks võivad olla välja arvatud eelarvepoliitikaga seotud muutused, maailmaturu hindadega seotud hinnahüpped või THI kõige ebastabiilsemad komponendid.

Niisuguste alternatiivsete indikaatorite kasutamine on tarvilik selleks, et selgemalt esile tuua hinnaarengute erinevaid aspekte ja baasmuutusi, mis on tihti rahapoliitiliste järelduste tegemisel olulisemad, kui mõnigi kord juhuslikest või ühekordsetest faktoritest tekitatud kõikumised tarbijahinnaindeksis. Neid näitajaid kasutatakse inflatsiooni prognoosimisel ning süvaanalüüsimisel. On riike, kus mingit sorti "puhastatud" näitaja on tavalise THI asemel ka rahapoliitiliseks vahe-eesmärgiks.

Lisaks olulistele eelistele, mida nn. alusindeksite analüüsimine annab, on sel ka mitmeid temale omaseid puudusi. Näiteks on raske usaldusväärselt vastata küsimusele, millise metoodika alusel ja mis ulatuses elimineerida maailmaturu hindade kallinemisest või odavnemisest põhjustatud hinnahüppeid, sest nende tuvastamine ja täpse kodumaistele hindadele avaldatava mõju määratlemine võib olla ülesaamatult keeruline. Eriti siirdemajandustes. Ka võib olla näiliselt lihtne eristada maksude muutmisega seotud otseseid hinnamuutusi, kuid oluliselt keerulisem on kindlaks teha sama teguri poolt põhjustatud kõrvalnähtusi. Seega ei saa arvutatavaid näitajaid rahapoliitilise analüüsi jaoks käsitleda tavapärase THI universaalsete asendusvariantidena.

Alljärgnevalt esitame mõnede indeksite arvutusmetoodika ning nende kasutamisel Eestis viimaste aastate jooksul saadud tulemused.

1. Netohinnaindeks

Netohinnaindeksi arvutamisel elimineeritakse tarbijahinnaindeksist otseselt eelarvepoliitilistest sammudest ehk maksude ja otseste subsiidiumide netomuudust tulenevad hinnamuudud (vt. joonis 1a).

Kaudsete maksude mõju hindamisel on vaadeldud eraldi käibemaksu ja aktsiiside muutuse mõju. Käibemaksu muutuse mõju hindamiseks arvutatakse käibemaksu osatähtsus eratarbija ostukorvi maksumusest, mis moodustab praegu 12,7% ning pole kolme viimase aasta jooksul muutunud. Aktsiisimaksude osatähtsuse hindamiseks võetakse aluseks aktsiisimäära muutmise absoluutne mõju THI-le, arvestades vastavate hüviste hinnakasvu ning osatähtsust eratarbija ostukorvis. Tulemusena saadakse eratarbija ostukorvis sisalduva aktsiisimäära indeks.

2. Näitaja ATHIX

Siintoodud alusinflatsiooni näitajaist ambitsioonikaim on THI alusindeks X (tähistatud ATHIX). Selle arvutamisel üritatakse lisaks maksumäärade muutuste mõjule kõrvaldada ka välishindadest tulenevate hinnahüpete mõju ning silutakse reguleeritud hindade dünaamikat (vt. joonis 1a).

Maailmaturu hindade järsud jõnksud kõrvaldatakse ainult juhul, kui välismõjudest tingituna muutus vastava hüvise hind oma keskmistest kõikumistest oluliselt rohkem. Keskmise kõikumise formaalseks kriteeriumiks on valitud järgmine intervall: eelmise 12 kuu keskmine kahekordne standardhälve. Inflatsiooni alanemisega väheneb ka variatsiooni intervalli muutuse ulatus. Näiteks 1996. aastal ületas nimetatud piiri nelja toote hinnakasv: leiva- ja lihatooted ning tangained jaanuaris-veebruaris ja mootorikütus aprillis-mais. Nende kallinemist võib seostada teravilja ja bensiini kallinemisega maailmaturul ning näitaja ATHIX arvutamisel nad elimineeriti.

Üksikutel konkreetsetel perioodidel võib reguleeritud hinnatõus erineda ülejäänud hindade muutustest. Sel juhul on näitaja ATHIX väljundiks hinnaindeks, kus reguleeritud hindade muudud on silutud. Sellega ei muudeta näitaja keskmist suurust, vaid silutakse reguleeritud hindade dünaamikat.

3. Fischeri ideaalindeks

Tavaliselt kasutatav tarbijahinnaindeks on vastavalt rahvusvahelisele metoodikale konstrueeritud Laspeyres'i indeksina, kus komponentide osatähtsus fikseeritakse vastavalt eratarbija kulutuste struktuurile baasperioodil. Tarbijahinnaindeks vastab sel juhul baasostukorvi maksumuse muutusele ega võta arvesse toimunud struktuurimuutusi.

Stabiilses majanduses pole need muutused tingimata suured ning nende mittearvestamine on teatud piires õigustatud, üleminekumajanduses aga kaasneb üldise majanduse ümberstruktureerimisega ka eratarbimise struktuuri muutumine. Fischeri ideaalindeks (vt. joonis 2a) on geomeetriline keskmine Laspeyres'i ja Paasche tarbijahinnaindeksitest. Laspeyres'i indeksi ostukorvina kasutati baasperioodi (vaadeldavale kuule vastava eelmise aasta sama kuu) eratarbija kulutuste struktuuri, Paasche indeksi ostukorvina aga eratarbija kulutuste struktuuri vaadeldaval kuul. Fischeri indeks võimaldab siluda mõningaid moonutusi, mis on seotud Laspeyres'i ja Paasche indeksi puhul kasutatavate korvide erinevustega.

4. Kaalutud mediaan

Kaalutud mediaan on THI komponentide hinnaindeksite keskliige (arvestades komponentide osatähtsust eratarbija ostukorvis), millest mõlemale poole jääb võrdne arv liikmeid. Kaalutud mediaan on vähem tundlik üksikute komponentide järskude hinnakõikumiste suhtes, kui kaalutud keskmine tarbijahinnaindeks. Kaalutud mediaani analüüs seisneb mediaani ja tarbijahinnaindeksi võrdlemises. See, et Eestis on kaalutud mediaan kaalutud keskmisest THI-st tunduvalt madalam, viitab asjaolule, et tarbijahinnaindeksit mõjutab oluliselt suhteliselt väheste komponentide suur kallinemine. THI komponentide kallinemise vasakkaldelist asümmeetriat iseloomustab piltlikult hinnaindeksite variatsioon (vt. joonis 3a). Ilmneb, et kaalutud mediaanist kõrgem kaalutud keskmise THI väärtus on tingitud väikese arvu (osatähtsus alla 5%) komponentide kallinemisest (vt. joonis 3a ja joonis 4a).

5. Korrastatud keskmised näitajad

Korrastatud keskmised on näitajad, mis iseloomustavad hinnamuutu aegreas, kus THI-st on välja arvatud kokkulepitud hulk komponente, mille hinnamuut oli kõige suurem või kõige väiksem (vt. joonis 4a).

Kallinemise järgi selekteeritud tarbijahinnaindeksi komponentidest kõrvaldatakse teatud hulk enam- või vähemkallinenuid. Allesjäävate komponentide kaalutud keskmise hinnamuudu erinevus kogu tarbijahinnaindeksist ongi analüüsi objekt. Toodud analüüsis kasutatud näidetes arvutati 15%-list ja 30%-list korrastatud keskmist ning kaalutud keskmist komponentidest, mille hinnakõikumine ei ületanud määratud intervalli piire (eelmise 12 kuu keskmine standardhälve). Saadud korrastatud keskmiste väärtused leiti 12 kuu indeksite baasil, millest on kõrvaldatud 12 viimase kuu olulisemad hinnahüpped.

[1] Vt. ka "Rahapoliitikast ja inflatsioonist". Eesti Pank, Tallinn, september 1995.
[2] Vt. näiteks V.Trasanov. Ostujõu pariteedid ja tegelikud kulutused, Eesti Panga bülletään nr.1(24)/1996.