<<
>>

3.4. ВЫБОР ИНДЕКСА ИНФЛЯЦИИ И РАСЧЕТ КОЭФФИЦИЕНТОВ КОРРЕКТИРОВКИ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ

Вторая проблема практической реализации методов корректировки финансовой отчетности в условиях инфляции связана с нахождением величины индекса цен, использование которого целесообразно при пересчете показателей финансовой отчетности.
Поэтому определение метода измерения инфляции или выбор статистических показателей, отражающих величину инфляционных процессов в экономике страны, представляет собой один из важнейших этапов разработки теоретических и методических основ корректировки финансовой отчетности с целью обеспечения их сопоставимости и достоверности. От того, насколько научно обоснованным будет выбор показателей, характеризующих инфляционные процессы, во многом зависит корректность последующих расчетов.

В общем виде агрегатный индекс цен 1Р строится на предположении первичности изменения количественного показателя (объема продукции — q) и вторичности изменения качественного показателя (цены продукции — р) и имеет вид:

= (24)

где 1Р- агрегатный индекс цен;

<7/- количество продукции в натуральных еди

ницах измерения в отчетном периоде; Po.i - уровень цены единицы продукции в базисном и отчетном периодах, соответственно.

В таком виде индекс цен используется в микроэкономическом статистическом анализе. Однако в мировой практике при исследовании макроэкономических процессов, в частности при изучении инфляционных процессов, применяются индексы цен, рассчитанные не только по приведенному выше алгоритму. Это следующие два индекса: •

индекс Пааше (Paasche price index); •

индекс Ласпейреса (Laspeyres price index).

Оба индекса используются для измерения стоимости жизни, т.е. затрат на поддержание определенного жизненного уровня.

Первый из индексов был предложен Пааше в 1874 г. Данный индекс рассчитывается для изменяющегося набора товаров согласно алгоритму приведенного выше агрегатного индекса цен (формула 24).

По алгоритму индекса Пааше рассчитывается такой важнейший макроэкономический показатель, как дефлятор валового внутреннего продукта — индекс-дефлятор или дефлятор ВВП (Gross Domestic Product deflator— GDP deflator), отражающий отношение номинального объема ВВП к реальному объему ВВП.84

Ранее, в 1864 г., Ласпейресом был предложен другой индекс, получивший известность как индекс Ласпейреса. Этот индекс рассчитывается для неизменного набора товаров по следующей формуле:

(25)

где IL - индекс Ласпейреса;

qo- количество продукции в натуральных едини

цах измерения в базисном периоде; Po.i - уровень цены единицы продукции в базисном и отчетном периодах, соответственно. Когда цены на разные товары изменяются неравномерно, индекс Ласпейреса представляет рост стоимости жизни более значительным, чем индекс Пааше. Эта систематическая зависи- мость двух индексов известна как эффект Гершенкрона.85 Большая величина индекса Ласпейреса по сравнению с индексом Пааше объясняется тем, что индекс Ласпейреса рассчитывается для определенного набора товаров, количество которых берется на уровне базисного периода, и не принимает во внимание возможность замены более дорогих товаров менее дорогостоящими. Наоборот, в индексе Пааше учитывается результаты взаимного замещения товаров. Однако в индексе Пааше не отражается происходящее при этом снижение уровня благосостояния, поскольку количество продукции берется на уровне отчетного периода.

Инфляционные процессы в экономике страны оцениваются, как правило, с помощью двух рассмотренных выше индексов. Однако следует отметить, что статистическое изучение цен предусматривает расчет и других индексов цен. Применяемые в статистике индексы цен представлены в таб. 5. Основные формулы расчета индексов, приведенные в табл. 5, применяются при обобщении данных по единицам совокупности (например, по предприятиям, регионам, странам) или по элементам (например, по видам товаров), а также по единицам и по элементам.

Таблица 5.

Индексы цен, применяемые в статистике Вид индекса Расчетные формулы Агрегатный индекс Средний индекс из индивидуальных индексов Индекс цен с базисными весами (индекс Ласпейреса) 2>i/?oi

і

1 V Р\]

Ъ Po/toj

і Рої

X Ра,Чо, і Продолжение таблицы 5. Вид индекса Расчетные формулы Агрегатный индекс Средний индекс из индивидуальных индексов Индекс цен с весами отчетного периода (индекс Пааше) І IX <70

і 1 V РмЧм

Г 'V Индекс И.

Фишера Zft^ijSpi/'oj

1 1 Индекс цен переменного состава 2>и«1У * / 1 /

/

/ЛРОІЧо, / і

/ 2>о, / і Индекс для пространственно-

территориальных сопоставлений (индекс Эджворта-Маршалла) 2,PAJ{IAJ+ЧВІ) J

%PBJ(QAJ+4BJ) і Метод стандартных весов для индексов территориальных сопоставлений (модификация индекса Эджворта-Маршалла) v [LAJ + ЯВі )

ZJPAJ 2

V Іяаі + Яві ) ZjPbj ' , " і L В мировой практике наиболее часто используемым показателем уровня инфляции, а следовательно, и уровня цен является индекс потребительских цен — ИПЦ (consumer price index — СРІ).

Основным назначением индекса является оценка динамики цен на потребительские товары. В резолюции Международной организации труда (МОТ) зафиксировано, что «целью расчетов ИПЦ является оценка изменения во времени общего уровня цен на товары и услуги, приобретаемые, используемые или оплачиваемые населением для непроизводственного потребления»86.

ИПЦ представляет собой один из подходов к измерению сдвигов в ценах рыночной корзины из неизменного набора товаров и услуг. ИПЦ — это показатель общего уровня цен, отражающий изменение цен многих потребительских товаров и услуг и представляющий отношение цены потребительской корзины к ее цене в базисном году. Состав потребительской корзины, как следует из этого определения, зафиксирован на уровне базисного периода. Таким образом, ИПЦ рассчитывается по формуле индекса Ласпейреса.

«Положением о порядке наблюдения за изменением цен и тарифов на товары и услуги, определения индекса потребительских цен», утвержденным постановлением Госкомстата РФ, определено, что ИПЦ является «одним из важнейших показателей, характеризующих уровень инфляции, и используется в целях осуществления государственной финансовой политики, анализа и прогноза ценовых процессов в экономике, регулирования реального курса национальной валюты, пересмотра минимальных социальных гарантий, решения правовых споров».87

Расчет ИПЦ производится с недельной, месячной, квартальной периодичностью, а также нарастающим итогом за период с начала года.

Окончательные значения ИПЦ за месяц, квартал, год определяются до 15 числа месяца, следующего за отчетным периодом.

Одна из важнейших проблем, касающаяся содержательной характеристики ИПЦ, связана с определением методологических подходов к установлению размера и состава потребительской корзины. Определение размера и выбор состава потребительской корзины являются непростой задачей, решение которой основывается на специальных статистических исследо- ваниях, поскольку потребительская корзина должна отражать типичный для данной страны состав потребляемых благ, изменение цен на которые действительно объективно показывало бы направление происходящих экономических процессов.

Согласно методическим указаниям Государственного комитета РФ по статистике, при расчете ИПЦ обрабатывается информация о потребительских ценах по 380 товарам и услугам в 350 городах РФ. Российский ИПЦ включает все основные группы товаров и услуг, охватывая 400.000 котировок цен и тарифов, 30000 предприятий розничной торговли и услуг. В набор товаров и услуг, исследуемых для расчета ИПЦ, включены товары и услуги массового потребительского спроса, а также отдельные товары и услуги необязательного пользования (легковые автомобили, ювелирные изделия). В составе анализируемой потребительской корзины 26,2 % представляют продовольственные товары, 52,6% — непродовольственные товары и 21,2% — платные услуги.

В качестве весов для текущего года используется структура потребительских расходов населения за предыдущий год. ИПЦ рассчитывается при использовании весов предыдущего года, которые каждый год актуализируются. Основным источником данных получения весов является ежегодно проводимое обследование бюджетов домашних хозяйств. Выборка домохозяйств для обследования их бюджетов построена на принципах случайного отбора. В качестве базы для построения выборочной совокупности используется информационный массив, созданный на основе материалов микропереписи населения 1994 г. в РФ. Объем выборочной совокупности составляют 48700 домохозяйств, т.е.

около 0,1 % общего количества домохозяйств в РФ.

В США при расчете индекса потребительских цен (Consumer Price Index, CPI) статистика охватывает 19000 розничных торговых фирм и 57000 домашних хозяйств в качестве представительной выборки из примерно 80 % населения страны. В составе потребительской корзины 44,1 % представляют товары, а 55,9 % — услуги.

Учитывая достаточную репрезентативность выборки обследования, охватывающую товары и услуги постоянного спроса (продукты питания, одежда, топливо, транспорт, медицинское обслуживание и т.д.), следует согласиться с мнением статистических органов как РФ, так и других стран, в частности США, что ИПЦ действительно может рассматриваться в качестве основного показателя инфляции.

Анализ рекомендаций по вопросам корректировки финансовой отчетности, содержащихся в публикациях российских авторов, показал, что абсолютное большинство из них предлагает для целей корректировки использовать модель учета в постоянных ценах (GPP) и в рамках этой модели в качестве индекса инфляции применять ИПЦ.

Однако ряд публикаций, затрагивающих методические вопросы проведения корректировочных процедур в условиях инфляции на основе использования ИПЦ, содержит ошибочные положения и взгляды.

Так, в монографии В.В. Ковалева указывается, что «для учета и характеристики инфляции в нашей стране традиционно используется агрегатный индекс цен, известный как индекс Паа- ше».88 При этом не указывается, какой конкретно индекс цен имеется в виду. Если индекс цен рассчитывается по формуле Пааше, то можно предположить, что речь идет о дефляторе ВВП. Однако индекс-дефлятор применяется в качестве индекса инфляции «при определении прибыли от реализации основных

фондов и иного имущества предприятий для целей налогообло- 2

жения». Одним же из важнейших показателей, характеризующих инфляционные процессы в целом в экономике РФ, как следует из постановления Госкомстата РФ, является ИПЦ.89 Кроме того, как показывает исследование зарубежных публикаций и данных зарубежной статистики, именно ИПЦ отдается предпочтение, когда требуется охарактеризовать инфляционные процессы в экономике зарубежных стран (См.: Приложение 1, таб.

1). В статистике РФ ИПЦ рассчитывается по формуле Ласпейреса (формула 25), а не по формуле Пааше, поскольку он представляет собой «отношение стоимости фактического фиксированного

набора товаров и услуг в текущем периоде к его стоимости в

2

предыдущем (базисном) периоде». В методике, используемой за рубежом, формулой расчета ИПЦ также является формула Ласпейреса.

В связи с этим утверждение В.В. Ковалева относительно традиций использования для характеристики темпов инфляции в РФ агрегатного индекса цен, рассчитанного как индекс Пааше, представляется некорректным.

Следующее замечание касается методики, предложенной в

з

работе Л.В. Донцовой и Н.А. Никифоровой. Согласно этой методике при определении пересчитанной величины какой-либо статьи бухгалтерского баланса следует использовать отношение цепных индексов цен друг к другу. Такой расчет, предполагающий нахождение частных цепных индексов цен, по нашему мнению, не имеет экономического смысла и, соответственно, приводит к неверным результатам.

Кроме того, в этой же монографии Л.В. Донцовой и Н.А. Никифоровой содержатся данные об уровне ИПЦ со ссылкой на источник — Госкомстат России и, в частности, приводит- ся значение этого индекса за 1990 г., равное нулю. Такая информация также лишена экономического смысла.

Нулевой уровень ИПЦ означает, что товары в отчетном периоде раздавались населению бесплатно, т.е. их цена в отчетном периоде (pi) была равна нулю. Более того, использование нулевого значения ИПЦ в предлагаемой авторами формуле корректировки статей баланса приводит к необходимости деления на ноль, что вообще делает невозможным реализацию корректировочных процедур.

Следует также отметить, что и в указанной выше работе J1.B. Донцовой, Н.А. Никифоровой, и в монографии В.N4. Родионовой, М.А. Федотовой90 приводятся формулы корректировки статей бухгалтерского баланса методом дефлирова- ния, т.е. приведения к стоимости базового периода. Более того, в монографии В.М. Родионовой, М.А. Федотовой такая формула пересчета для «метода учета изменения общего уровня цен» (метода GPP) названа как «универсальная формула пересчета статей баланса и финансовых отчетов». Не отрицая возможности корректировки показателей бухгалтерской отчетности методом дефлирования, необходимо подчеркнуть, что согласно МСФО финансовая отчетность компании пересчитывается в текущую стоимость, т.е. с использованием метода инфлирования. В этой связи в качестве универсальной формулы корректировки отчетности (если такой термин вообще приемлем) можно обоснованно назвать предложенные нами в данной монографии формулу 3 или формулу 6, которые являются базовыми формулами пересчета показателей финансовой отчетности предприятия методом инфлирования.

Однако далеко не все публикации по рассматриваемой тематике следует признать ошибочными. Так, необходимо согласиться с позицией ряда авторов, в том числе В.В. Ковалева, В.Д. Новодворского, что метод, основанный на использовании одного индекса цен — ИПЦ, представляет собой наименее сложный и трудоемкий вариант корректировки показателей фи- нансовой отчетности, поскольку базируется на доступной информации об уровне инфляции и не требует большого объема вычислений.91 В силу этих причин указанный метод корректировки показателей бухгалтерской отчетности может быть достаточно легко внедрен в практику учетно-аналитической работы.

Вместе с тем, считаем необходимым отметить ряд негативных характеристик, присущих методу GPP, предполагающему использование ИПЦ для корректировки показателей финансовой отчетности. Несмотря на то, что ИПЦ является одним из наибог лее объективных показателей, характеризующих инфляционные процессы в экономике, его использование в качестве основного показателя при корректировке показателей финансовой отчетности представляется недостаточным прежде всего с точки зрения достижения реальной (справедливой) оценки стоимости активов и инфляционной прибыли компании.

Это объясняется тем, что различные позиции, например, актива баланса могут в условиях инфляции или в силу влияния метода учета на основе фактических затрат изменять свою стоимость непропорционально ИПЦ. В этих условиях пересчет немонетарных статей актива бухгалтерского баланса на коэффициент, рассчитанный на основе ИПЦ, как это предусматривает метод GPP, представляется некорректным. •

Характеризуя недостатки ИПЦ, можно указать и то обстоятельство, что в США, где большинство экономистов использует ИПЦ (CPI) в качестве показателя инфляции, считается, что, во- первых, данный индекс несколько завышает показатель инфляции, поскольку не учитывает условий поставки, и, во-вторых, негативной чертой ИПЦ является то, что при его расчете используется фиксированная потребительская корзина, не включающая изменения цены новых товаров и услуг.92

Таким образом, для получения более достоверной и надежной информации финансовой отчетности необходимо использовать всю доступную информацию, в том числе и статистическую. Так, помимо общего ИПЦ органами статистики РФ рассчитываются и представляются ИПЦ на продовольственные товары, ИПЦ на непродовольственные товары и услуги по группам и отдельным товарам, а также ИПЦ по каждому субъекту РФ. Кроме этого, в РФ на основе формулы Ласпейреса рассчитываются индексы цен производителей на промышленную продукцию, включающие индексы цен на промышленную, сельскохозяйственную, строительную и другую продукцию (См.: Приложение 3, таб. 1-10). При этом наблюдение за изменением цен производителей продукции осуществляется по выборочной сети базовых предприятий, и для расчета сводных индексов по отрасли промышленности и промышленности в целом используется отраслевая структура промышленного производства за предыдущий год. В набор анализируемых товаров входит 750 укрупненных товарных позиций 105 отраслей и подотраслей промышленности, в том числе 80 позиций металлургического комплекса, 200 — отраслей машиностроения, 150 — химико- лесного комплекса. Список базовых предприятий содержит около 4000 ведущих объединений и предприятий промышленности РФ. Из данных Приложения 3 видно, что уровень цен по отдельным группам товаров и услуг, а также по регионам, хотя и имел общую тенденцию роста, но различался по его темпам.

Аналогичные индексы рассчитываются органами статистики и в других странах. Так, например, в США определяется индекс цен производителей (Producer Price Index — PPI), измеряющий среднее изменение цен промежуточных товаров (незавершенного производства, полуфабрикатов). При расчете этого индекса используется информация по ценам примерно 3000 наименований продукции, представляющей широкий набор от кормов до волокна и топлива.

Использование при проведении корректировки показателей финансовой отчетности указанных выше индексов цен, т.е. индексов, отражающих изменения цен по конкретным видам акти-

ВОВ, позволит в большей степени снять искажения стоимостных оценок показателей, приблизив их величину к оценке по справедливой стоимости. Однако и при таком подходе вопрос о степени приближения стоимостной оценки показателей финансовой отчетности к их справедливой стоимости и реальности рассчитанной величины инфляционной прибыли, на наш взгляд, остается открытым.

Исследование проблем корректировки финансовой отчетности показывает, что использование более точных индексов цен, относящихся к конкретной отрасли, виду продукции, региону и т.п., далеко не всегда приводит к получению реальной оценки стоимости активов. Это объясняется тем, что любой индекс цен в своем расчете предполагает известную степень «усреднения», т.е. опирается на информацию, обобщающую данные по единицам совокупности (например, по предприятиям, регионам, странам) или по элементам (например, по видам товаров), а также по единицам и по элементам вместе.

Исходя из сказанного выше можно признать корректировки показателей финансовой отчетности, предусматривающие использование как одного индекса цен (метод GPP), так и нескольких индексов цен (метод ССА, комбинированный метод) как недостаточно корректные, не позволяющие-реально оценить стоимость имущества компании, устойчивость ее финансового положения и величину инфляционной прибыли (убытка). В целях достижения большей точности расчетов, наряду со статистическими данными о росте цен по конкретным позициям финансовой отчетности, предлагаем применение дополнительной информации (если эта информация существует и доступна) о реальной рыночной цене активов и обязательств компании. Это позволит, с одной стороны, сделать расчеты методически более грамотными, поскольку их проведение предусматривает использование рекомендаций МСФО по определению справедливой стоимости, с другой стороны, дать более объективную характеристику финансовому состоянию рассматриваемой компании.

При этом в аналитических целях достижения более реальной оценки финансового состояния анализируемого предприятия считаем допустимым отступление от выполнения требований принципа осмотрительности. В частности, это касается проблемы выбора наименьшей величины из двух имеющихся в наличии оценок: по фактическим затратам или по рыночной стоимости. При возникновении такой ситуации выбор должен быть сделан в 'пользу более реальной и объективной оценки, т.е. рыночной стоимости, поскольку ее величина более соответствует справедливой стоимости, чем какая-либо другая стоимостная оценка.

Использование частных индексов цен, рассчитанных по конкретным статьям активов, представляется целесообразным при проведении расчета увеличения и уменьшения величины чистой денежной позиции предприятия за анализируемый период. Это связано с тем, что при значительном объеме хозяйственных операций достаточно сложно, если возможно вообще, осуществить корректировку позиций доходов, расходов, изменения стоимости внеоборотных и оборотных активов и т.п. без привлечения статистической информации о росте цен.

Таким образом, при проведении корректировки показателей финансовой отчетности следует отдать предпочтение использованию более точных частных индексов цен наряду с информацией об уровне рыночных цен по конкретным видам активов в анализируемом регионе.93

Анализ российских публикаций по исследуемой проблеме позволил выявить и так называемые «белые пятна» в предлагаемых методических подходах по корректировке показателей финансовой отчетности в условиях инфляции. Одной из таких нерешенных проблем на сегодняшний день является определение коэффициентов корректировки (пересчета) показателей финансовой отчетности. Отсутствие конкретных методик расчета коэффициентов корректировки делает практически невозможной

методически грамотную реализацию корректировочных процедур-

Проблема определения коэффициентов корректировки связана главным образом с расчетом средних индексов инфляции за период, в частности, если речь идет об использовании метода GPP, — среднего за отчетный период уровня ИПЦ. При этом наиболее распространенной ошибкой расчета среднего уровня индекса цен является использование формулы среднеарифметической величины.

По нашему мнению, при определении среднего значения ИПЦ следует применять формулу средней геометрической величины, поскольку именно эта формула позволяет рассчитать среднюю величину при замене индивидуальных величин признака и сохранении неизменным произведения индивидуальных величин. Формула средней геометрической имеет вид: (26) Средние уровни принято относить к середине осредняемого отрезка времени. Следовательно, при расчете среднего темпа инфляции анализируемый период разбивается на два отрезка времени (п = 2), и сам расчет проводится по следующей формуле:

(27)

1р. - средний индекс цен (ИПЦ) за анализи

руемый период;

1р(и) - индекс цен (ИПЦ) на начало анализи

руемого периода времени;

1р(К)- индекс цен (ИПЦ) на конец анализи

руемого периода времени;

1р(период)- индекс цен (ИПЦ) за анализируемый

период времени.

где 1р. - На основе рассчитанных индексов цен на начало и конец анализируемого периода, а также средних индексов цен за ана- 202 лизируемый и предшествующие периоды определяются коэффициенты корректировки показателей финансовой отчетности предприятия.

С использованием индексов цен на начало и конец анализируемого периода рассчитываются коэффициенты корректировки так называемых моментных показателей (snapshot' figures), т.е. показателей, характеризующих состояние на определенный момент времени. К моментным показателям относятся, например, показатели бухгалтерского баланса предприятия, отражающие стоимостную оценку имущества предприятия и источников его формирования на начало и конец отчетного периода.

Средние уровни индексов цен применяются при корректировке значений показателей, относящихся к категории показателей «потока» (flow figures), а именно — показателей выручки, себестоимости, доходов, расходов и др.

Указанные выше методические подходы к расчету коэффициентов корректировки (пересчета) показателей финансовой отчетности следует использовать и при применении в расчете частных индексов цен. Несомненно, что применение в корректировочных вычислениях большего объема статистической информации приведет к увеличению объема расчетов и усложнит их реализацию. В этой связи представляется необходимым использование вычислительной техники и соответствующих аналитических программ, предусматривающих проведение подобных расчетов на практике.

Решив теоретические вопросы, касающиеся выбора и определения методов корректировки показателей финансовой отчетности, методов и показателей измерения инфляции, а также коэффициентов корректировки, можно перейти к построению пошаговой методики реализации корректировочных процедур, которую следует использовать при разработке аналитических программных продуктов, прежде всего программ финансового анализа.

3.5. ПОСЛЕДОВЛ ТЕЛЫЮСТЬ ПРОВЕДЕНИЯ КОРРЕКТИРОВКИ ПОКАЗА ТЕЛЕЙ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ ПРИ ИСПОЛЬЗОВАНИИ МЕТОДА GPP И ЕЕ ИЛЛЮСТРАЦИЯ

Проблема, связанная с определением последовательности проведения корректировочных процедур, то есть по сути сама «пошаговая» методика корректировки показателей финансовой отчетности предприятий, в российской научной и методической литературе до настоящего времени не рассматривалась. На начальном этапе разработки такой методики представляется целесообразным взять за основу рекомендации МСФО 29, касающиеся использования метода GPP.

Согласно МСФО 29 корректировка показателей финансовой отчетности методом GPP основана на следующих правилах: •

показатели бухгалтерского баланса и отчета о прибылях и убытках, не выраженные в единицах измерения, действующих на отчетную дату, должны быть скорректированы с использованием коэффициентов корректировки, рассчитанных на основе общего уровня цен; •

монетарные показатели бухгалтерского баланса не корректируются, поскольку они уже представлены в денежных единицах, действующих на отчетную дату; •

немонетарные показатели финансовой отчетности подлежат корректировке; •

скорректированная сумма немонетарной статьи актива бухгалтерского баланса уменьшается, если она превышает сумму, возмещаемую за счет будущего использования актива, включая его продажу или другую форму реализации; •

инфляционная прибыль (убыток) рассчитывается как произведение уровня инфляции и разницы между монетарными пассивами и монетарными активами (формула 15);

• инфляционная прибыль (убыток) включается в чистую прибыль организации (нераспределенную прибыль отчетного периода).

Следует отметить, что правило, касающееся уменьшения скорректированной суммы немонетарной статьи актива бухгалтерского баланса, если она превышает сумму, возмещаемую за счет будущего использования актива, включая его продажу или другую форму реализации, т.е. рыночную стоимость, как уже отмечалось, представляется нам необоснованным с точки зрения получения реальной оценки стоимости активов. Однако в дальнейшем, при рассмотрении примера корректировки показателей финансовой отчетности, мы сочли возможным использовать в качестве исходного допущения предположение о непревышении скорректированной величины актива его рыночной стоимости. Такое допущение позволит более точно показать на конкретном примере этапы реализации корректировки показателей финансовой отчетности в соответствии с рекомендациями МСФО 29.

Кроме этого, при рассмотрении этапов корректировочных процедур представляется целесообразным использовать классификацию показателей бухгалтерского баланса на подлежащие корректировке и не подлежащие корректировке.94

На основе указанных правил, можно определить последовательность реализации метода GPP, выделив девять основных этапов (рис. 8).

Последовательность проведения корректировки показателей финансовой отчетности в разрезе предложенных нами этапов реализации (рис. 8) целесообразно рассмотреть на конкретном примере. При этом в качестве исходной информационной базы анализа использованы данные бухгалтерского баланса (форма № 1) и отчета о прибылях и убытках (форма №2) условного предприятия за 1-й квартал 2001 г. (табл. 6 и табл. 7) Бухгалтерский баланс (без корректировки па уровень инфляции) за 1-й квартал 2001 г.

ТЫС руб. Актив на на Пассив на на 01.01 01.04 01.01 0104 Основные 880 1044 Уставный капитал 1050 1050 средства Нераспределенная при 400 400 Запасы ма 200 210 быль прошлых лет териальных Нераспределенная при X 130 ценностей быль отчетного года Затраты в 200 236 Кредиты банка 170 170 незавершен Кредиторская задолжен 200 300 ном произ ность поставщикам водстве Кредиторская задолжен 50 90 Готовая 200 240 ность перед персоналом продукция организации и государ Дебиторская 300 400 ственными внебюджет задолжен ными фондами ность поку Кредиторская задолжен 10 10 пателей ность перед бюджетом Денежные 100 20 средства Баланс 1880 2150 Баланс 1880 2150 Таблица 7.

Отчет о прибылях и убытках (без корректировки на уровень инфляции) за 1 квартал 2001 г.

тыс руб. Наименование показателя За отчетный период Выручка (нетто) от продажи товаров, продукции, работ, услуг (за минусом налога на добавленную стоимость, акцизов и аналогичных обязательных платежей) 600 Себестоимость проданных товаров, продукции, работ, услуг 360 Коммерческие расходы 40 Прибыль (убыток) от продаж 200 Прибыль (убыток) до налогообложения 200 Налог на прибыль 70 Чистая прибыль (нераспределенная прибыль (убыток) отчетного периода 130 Началом финансово-хозяйственной деятельности предприятия является 01.11.1999 г. Часть объектов основных средств (в

сумме 1000 тыс.руб.) введена в эксплуатацию 01.01.2000 г., остальная часть (в сумме 200 тыс.руб.) — 01.01.2001 г. По всем основным средствам амортизация начисляется линейным методом. Годовая норма начисления амортизации составляет 12 %.

В качестве оценки материальных ресурсов, списываемых в производство, выбрана оценка по методу ФИФО (First In First Out — FIFO), т.е. стоимость отпускаемых со склада материальных ценностей определяется по себестоимости первых по времени приобретений. Выбор метода ФИФО основан на требова-j ниях принципа осмотрительности, согласно которому товарно- материальные ценности следует учитывать по наименьшему значению себестоимости и чистой цены возможной реализации (net realizable value— NRV). В условиях роста цен этому требованию отвечает использование метода ФИФО.

За отчетный период на рассматриваемом предприятии имели место следующие хозяйственные операции (табл. 8):

Таблица 8.

Хозяйственные операции за 1-й квартал 2001 г.1 Содержание хозяйственной операции Сумма, тыс руб Реализована продукция (с частичной оплатой) (отпускные цены) 600 Закуплены и введены в эксплуатацию основные средства 200 Осуществлены расходы по доставке продукции на станцию отправления и другие коммерческие расходы 40 Отпущены материалы в производство 200 Начислена оплата труда 200 Начислены амортизационные отчисления 36 Выпущена из производства готовая продукция 400 Приобретены (с частичной оплатой) материальные ресурсы 210 Выдана заработная плата 160 Перечислен налог на прибыль 70 В качестве индекса, характеризующего рост общего уровня цен за указанный период, использованы значения индекса по- требительских цен (ИПЦ), рассчитанные Государственным комитетом РФ по статистике.

Таблица 9.

Индекс потребительских цен в процентах к предыдущему периоду (цепные ИПЦ) 1999 год 2000 год (декабрь 1998 г. к декабрю 1997 г) ноябрь декабрь Цепной индекс потребительских цен (ИПЦ), % 101,2 101,3 120,2 2001 год январь февраль март Цепной индекс потребительских цен (ИПЦ), % 102,8 102,3 101,9 Произведение цепных темпов роста показателя равно базисному темпу роста этого показателя, следовательно, величина ИПЦ за 1-й квартал 2001г. составляет 107,16% (1,028x1,023x1,019x100) (1р(период) = 107,16 %). При этом в качестве базы выступает самый ранний- из рассматриваемых периодов, т.е. декабрь 2000 г.

Таким образом, значение ИПЦ на начало отчетного периода (на 01.01.2001 г.) равно 100 % (1р00 = 100 %), на конец отчетного периода (на 01.04.2001 г.) — 107,16 % (1р{к) = 107,16 %)

Расчет среднего уровня ИПЦ за 1-й квартал 2001 г. производится по формуле 27:

= VW16 = 1,0352 или 103,52 %.

Следующий этап корректировки бухгалтерской отчетности связан с группировкой показателей на подлежащие корректировке и не подлежащие корректировке. Предварительно представим исходный бухгалтерский баланс в более агрегированном виде (табл. 10): Агрегированный бухгалтерский баланс (без корректировки на уровень инфляции) за 1-й квартал 2001 г.

тыс руб. Актив на 01.01 на 0104 Пассив на 01.01 на 01.04 Основные 880 1044 Уставный капи 1050 1050 средства тал Запасы и за 600 686 Нераспределен 400 530 траты ная прибыль Дебиторская 300 400 Кредиторская 430 570 задолженность задолженность Денежные 100 20 * средства Баланс 1880 2150 Баланс 1880 2150 Результаты группировки статей на подлежащие корректировке и не подлежащие корректировке представлены в табл. 11.

Таблица 11.

Группировка показателей на подлежащие корректировке и не подлежащие корректировке .

тыс. руб. Актив на 01.01 на 01 04 Пассив на 01.01 на 01.04 Активы, не Собственный 1450 1580 подлежащие 400 420 капитал (Е) корректи Заемный капи 430 570 ровке (МА) Активы, 1480 1730 тал (L) подлежащие корректировке С NMA) Баланс 1880 2150 Баланс 1880 2150 Величина чистой денежной позиции на начало отчетного периода (01.01.2001 г.) (NMP(„)) рассчитывается как разность меж- ду активами, не подлежащими корректировке, (МА) и пассивами, не подлежащими корректировке, (L) и составляет:

NMP(n) = 400 - 430 = -30 (тыс.руб.).

Далее необходимо провести корректировку полученной величины чистой денежной позиции на уровень инфляции 1-го квартала 2001 г., при этом используется формула 3:

NMPfa = -30x1,0716=-32,15 (тыс.руб.).

Необходимо указать, что при расчете скорректированной величины чистой денежной позиции на начало периода (NMP'(„j) применяется формула 3, поскольку, как было сказано выше, уровень покупательной способности денежной единицы на 01.01.2001 г. взят за 100 %. В ситуации, когда этот уровень отличен от 100 %, необходимо использовать формулу 6.

Следующий этап корректировки показателей бухгалтерской отчетности связан с определением увеличения и уменьшения чистой денежной позиции за отчетный период и расчетом величины чистой денежной позиции (уже скорректированной на уровень инфляции) на конец отчетного периода (NMP%)). Увеличение чистой денежной позиции связано с ростом статей актива, не подлежащих корректировке (денежных средств, дебиторской задолженности), что может быть следствием операций реализации продукции, получения штрафов и пеней, возмещения в денежной форме материального ущерба и т.п. Рост чистой денежной позиции в рассматриваемом примере обусловлен реализацией продукции в отчетном периоде (табл. 12):

Расчет увеличения чистой денежной позиции за 1-й квартал 2001 г. Показатель Ед измерения Численное выражение показателя Выручка (нетто) от продажи товаров, продукции, работ, услуг тыс руб. 600 Увеличение чистой денежной позиции — всего тыс.руб. 600 Коэффициент корректировки коэффициент 107,16/ 103,52= 1,03516 Скорректированная величина увеличения чистой денежной позиции тыс.руб. 600x^1,03516 = 621,10 Расчет уменьшения чистой денежной позиции за 1-й квартал 2001 г.

Таблица 13. Показатель Ед. измерения Численное выражение показателя Увеличение активов, подлежащих корректировке, в части оборотных средств тыс руб. 686 — 600 + 360 = 446 Увеличение активов, подлежащих корректировке, в части внеоборотных средств (основных средств) тыс.руб. 200 Коммерческие расходы тыс.руб. 40 Уменьшение чистой денежной позиции является следствием уменьшения величины показателей актива, не подлежащих корректировке, что, в свою очередь, связано с увеличением активов, подлежащих корректировке, а также расходами, не относящимися к себестоимости реализованной продукции. В рамках рассматриваемого примера расчет уменьшения чистой денежной позиции имеет следующий вид (табл. 13): Продолжение таблицы 13 Показатель Ед, измерения Численное выражение показателя Налог на прибыль 70 Уменьшение чистой денежной позиции — всего тыс.руб. 446 +200 + 40 + 70=756 Коэффициент корректировки коэффициент 107,16/ 103,52 = 1,03516 Скорректированная величина уменьшения чистой денежной позиции тыс.руб. 756 х 1,03516 = 782,58 Скорректированная на уровень инфляции величина чистой денежной позиции на конец отчетного периода (на 01.04.2001 г.) (NMP%)) определяется как сумма скорректированной величины чистой денежной позиции на начало отчетного периода (NMP'f,,)), скорректированных величин ее увеличения и уменьшения за период и составляет:

NMҐ (м)= -32,15 + 621,10 - 782,58 = -193,63 (тыс.руб.).

Следующим этапом корректировочных процедур является расчет величины чистой денежной позиции на конец периода (NMP(kj) по данным бухгалтерского баланса. Этот расчет производится аналогично расчету чистой денежной позиции на начало периода (этап 4):

NMP0l) = 420 - 570 = -150 (тыс.руб.).

Инфляционная прибыль (убыток) (для метода GPP) определяется на основе формулы 15:

Р = -150,00 - (-193,63) = 43,63 (тыс. руб).

Разность показателей чистой денежной позиции NMP(K) и NMP'(K) есть величина положительная и представляет собой инфляционную прибыль.

Следующий этап корректировки предполагает пересчет статей финансовой отчетности, подлежащих корректировке, на основе использования коэффициентов корректировки, определенных исходя из уровня индексов потребительских цен.

Корректировка показателей основных средств

Таблица 14. Показатель Коэффициент корректировки Численное выражение показателя, тыс руб Стоимость основных средств, приобретенных в 1998 г. 107,16/(100,00/ /120,2 х 100,00] = = 1,2881 или

1,0716 х 1,2020 = = 1,2881 1000 х 1,2881 = 1288,10 Амортизационные отчисления по основным средствам, приобретенным в 2000 г І07,І6/[І00,00/ /120,2 х 100,00] = = 1,2881 1000x0,12x 1,2881 +

+1000 x 0,12/12 хЗх 1,2881 = = 154,57 + 38,64=193,21 Стоимость основных средств, приобретенных в отчетном периоде 107,16/100,00 = = 1,0716 200х J,0716 = 214,32 Амортизацион ные отчисления по основным средствам, приобретенным в отчетном периоде 107,16/100,00 = = 1,0716 200x0,12/ 12хЗх 1,0716 = = 6,43 Первоначальная стоимость основных средств с учетом корректировки X 1288,10 + 214,32 = 1502,42 Сумма накопленной амортизации с учетом корректировки X 193,21 +6,43= 199,64 Остаточная стоимость основных средств с учетом корректировки X 1502,42—199,64= 1302,78 Корректировка на уровень инфляции показателей, относящихся к внеоборотным активам, в частности, показателям основных средств, показана в табл. 14.

Корректировка на уровень инфляции показателей, подлежащих корректировке и относящихся к оборотным активам, показана в табл. 15: Таблица 15. Показатель Коэффициент корректировки Численное выражение показателя, тыс руб Оборотные активы, подлежащие корректировке, на начало отчетного периода 107,16/ 100,00 = = 1,0716 600 X 1,0716 = 642,96 Увеличение оборотных активов, подлежащих корректировке, за отчетный период 107,16/ 103,52 = = 1,03516 446 х 1,03516 = 461,68 Оборотные активы, подлежащие корректировке, на конец отчетного периода 107,16/ 107,16 = = 1,0000 686 х 1,000 = 686,00 Уменьшение оборотных активов, подлежащих корректировке, за отчетный период X 642,96 + 461,68 — 686,00 = = 418,64 Корректировка показателей в части оборотных активов за 1 квартал 2001 г.

В рассматриваемом примере уменьшение величины оборотных активов, подлежащих корректировке, связано с реализацией продукции и, следовательно, представляет собой величину себестоимости проданной продукции.

Остальные статьи расходов (в данном примере — коммерческие расходы) корректируются на уровень инфляции следующим образом:

40x107,16/103,52 = 41,41 (тыс.руб.).

Проведя корректировку показателей отчетности, можно перейти к последнему этапу, заключающемуся в составлении бухгалтерской отчетности на основе полученных скорректированных значений показателей. При этом целесообразно первоначально составить скорректированный на уровень инфляции отчет о прибылях и убытках, а затем — бухгалтерский баланс организации. Результаты расчетов и составления форм финансовой отчетности, скорректированных на уровень инфляции, приведены в табл. 16 и табл. 17.

Таблица 16.

Отчет о прибылях и убытках (с учетом корректировки на уровень инфляции) за 1 квартал 2001 г. Наименование показателя За отчетный период (по данным формы №2), тыс руб Коэффициент корректировки Скорректированное значение показателя, тыс руб. Выручка (нетто) от продажи товаров, продукции, работ, услуг 600 107,16/ 103,52 = = 1,03516 600 х 1,03516 = 621,10 Себестоимость проданных товаров, продукции, работ, услуг 360 X 418,64 Коммерческие расходы 40 107,16/ 103,52 = = 1,03516 40 х 1,03516 = 41,41 Прибыль (убыток) от продаж 200 X 621,10 — 418,64 — 41,41 = = 161,05 Прибыль (убыток) до налогообложения 200 X 161,05 Налог иа прибыль 70 107,16/ 103,52 = = 1,03516 70 х 1,03516 = 72,46 Чистая прибыль (нераспределенная прибыль (убыток) отчетного периода 130 X 161,05 — 72,46 = 88,59 Инфляционная прибыль для метода GPP X X 43,63 Чистая прибыль (нераспределенная прибыль (убыток) отчетного периода с учетом инфляционной прибыли X X 88,59+43,63= 132,22 Бухгалтерский баланс (с учетом корректировки на уровень инфляции) за 1-й квартал 2001 г. Наименование показателя За отчетный период (по данным формы 1), тыс руб. Коэффициент корректировки Скорректированное значение показателя, тыс руб Основные средства 1044 X 1302,78 Запасы и затраты 686 107,16/107,16= 1,000 0 686 х 1,0000 = 686 Дебиторская задолженность 400 X 400 Денежные средства 20 X 20 Баланс (актив) 2150 X 1302,78 + 686 + 400 + + 20 = 2408,78 Уставный капитал 1050 1,012 х 1,013 х 1,202 х х 1,0716= 1,3205 1050 х 1,3205= 1386,52 Нераспределенная прибыль прошлых лет 400 \ 2408,78—1386,52 - -570— 132,22 = 320,04 Нераспределенная прибыль отчетного периода 130 X 132,22 Кредиторская задолженность 570 X 570 Баланс (пассив) 2150 X 2408,78 Следует отметить, что завершает корректировку показателей бухгалтерского баланса расчет скорректированной величины нераспределенной прибыли прошлых лет, определяемой как разность скорректированных значений итога бухгалтерского баланса и всех остальных статей пассива бухгалтерского баланса (в данном примере: уставного капитала, нераспределенной прибыли отчетного года и кредиторской задолженности).

Таким образом, корректировка показателей финансовой отчетности на уровень инфляции методом СРР позволила определить величину инфляционной прибыли за 1-й квартал 2001 г. в размере 43,63 тыс.руб. Корректировка дала возможность оценить с учетом рассчитанной суммы инфляционной прибыли значения нераспределенной прибыли отчетного года (132,22 тыс.руб.) и нераспределенной прибыли прошлых лет (320,04 тыс.руб.). Несомненно, что в итоге проведенной корректировки повысилась степень достоверности, сопоставимости, надежности и информативности показателей бухгалтерской отчетности. Все это сделает более достоверными и реальными результаты анализа финансовой отчетности, усилит научную обоснованность управленческих решений по его результатам.

Расчет основных показателей, характеризующих финансовое состояние предприятия представляется целесообразным именно на основе финансовой отчетности, скорректированной на уровень инфляции. К числу таких важнейших показателей относятся финансовые коэффициенты, характеризующие уровень финансовой устойчивости и оборачиваемости активов и капитала. Общепринятые алгоритмы расчета этих коэффициентов достаточно широко известны. Однако изучение постановочной части наиболее известных и распространенных на сегодняшний день аналитических программ, в частности программ компании «Про-Инвест ИТ», выявило в них ряд некорректных положений. В итоге это позволило разработать рекомендации по совершенствованию аналитических программных продуктов, что может быть полезно как разработчикам, так и пользователям аналитических программ.

<< | >>
Источник: Соколова Г.Н.. Информационные технологии экономического анализа. / Г.Н. Соколова — М.: «Экзамен» — 320 с.. 2002

Еще по теме 3.4. ВЫБОР ИНДЕКСА ИНФЛЯЦИИ И РАСЧЕТ КОЭФФИЦИЕНТОВ КОРРЕКТИРОВКИ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ:

  1. Индексы оптовых цен в США
  2. Виды индексов розничных цен
  3. II. Индексы физического объема валового национального продукта
  4. III. Методы построения индексов промышленной продукции в капиталистических странах
  5. Веса индексов промышленной продукции
  6. Индексы промышленной продукции США
  7. Охват индексом ФРУ промышленного производства США.
  8. Индекс-промышленной продукции Национального института статистики и экономических исследований Франции
  9. 2.1. ТЕОРЕТИЧЕСКИЕ ОСНОВЫ КЛАССИФИКАЦИИ ПРОГРАММНОГО ОБЕСПЕЧЕНИЯ ЭКОНОМИЧЕСКОГО АНАЛИЗА
  10. 2.3. СОВРЕМЕННОЕ СОСТОЯНИЕ ПРОГРАММНОГО ОБЕСПЕЧЕНИЯ ДРУГИХ ВИДОВ ЭКОНОМИЧЕСКОГО АНАЛИЗА
  11. 3.1. ПРИЧИНЫ ИСКАЖЕНИЯ ДОСТОВЕРНОСТИ И НАДЕЖНОСТИ ПОКАЗА ТЕЛЕЙ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ. СПРАВЕДЛИВАЯ СТОИМОСТЬ, ЕЕ ОПРЕДЕЛЕНИЕ И ИСПОЛЬЗОВАНИЕ
  12. 3.2. ИНФЛЯЦИЯ, ЕЕ ВИДЫ, ВЛИЯНИЕ НА ДОСТОВЕРНОСТЬ И НАДЕЖНОСТЬ ПОКАЗА ТЕЛЕЙ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ
  13. 3.3. МЕТОДЫ КОРРЕКТИРОВКИ ПОКАЗА ТЕЛЕЙ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ
  14. 3.4. ВЫБОР ИНДЕКСА ИНФЛЯЦИИ И РАСЧЕТ КОЭФФИЦИЕНТОВ КОРРЕКТИРОВКИ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ФИНАНСОВОЙ ОТЧЕТНОСТИ
  15. ЗАКЛЮЧЕНИЕ
  16. § 11.3.1. Выбор приоритетных направлений обновления и повышения отдачи факторов производства*
  17. 6.7. Оценка стоимости имущества. Виды оценки стоимости основных фондов, дооценка товарно-материальных ценностей.
  18. 8.6. Финансовый план телепроекта
  19. ОСОБЕННОСТИ ПОВЕДЕНИЯ РОССИЙСКОГО БИЗНЕСА ЗА РУБЕЖОМ
  20. Особенности режимов работы тиристоров в разрядной цепи и их выбор