На головну

Найважливіші економічні індекси.

  1.  IV. Економічні інтереси і механізм їх реалізації
  2.  Агрегатні індекси.
  3.  Базові економічні поняття
  4.  Квиток 6. Основні макроекономічні школи.
  5.  Квиток № 23 1) Міжнародні економічні зв'язки Росії, її місце в міжнародному географічному поділі праці.
  6.  Бюджетний дефіцит, поняття і причини виникнення. Економічні та соціальні наслідки бюджетного дефіциту.
  7.  Найважливіші аспекти внутрішньої політики Олександра I.

1: індекс - Відносна величина, що показує у скільки разів рівень досліджуваного явища в даних умовах відрізняється від рівня того ж явища в інших умовах. Різниця умов може проявлятися в часі (тоді виходить індекс динаміки), в просторі (територіальний індекс), у виборі в якості бази порівняння планового показника (індекс виконання плану) і т. П

Кожен індекс включає 2 види даних: оцінювані дані, які прийнято називати звітними і позначати значком «1», і дані, які використовуються в якості бази порівняння - базисні, Що позначаються значком «0».

Індекс, який будується як порівняння узагальнених величин, називається загальним (зведеним) І позначається I. Якщо ж порівнюються неузагальнених величини, то індекс називається індивідуальним і позначається i. Як правило, підрядкові ставиться значок, що показує для оцінки якої величини построе індекс. наприклад, Iq и iq - Це загальний і індивідуальний індекс для величини q.

У статистичних індекси використовуються не тільки для зіставлення рівнів досліджуваного явища, а й для визначення економічної значущості факторів, що пояснюють абсолютне розходження порівнюваних рівнів.

Залежно від складності порівнюваних рівнів прийнято виділяти 2 типу індексів: індивідуальні та загальні.

2: Відносна величина, що отримується при порівнянні рівнів, називається індивідуальним індексом, Якщо не має значення структура досліджуваного явища. Індивідуальні індекси позначаються i. Розрахунок індивідуальних індексів простий: їх визначають обчисленням відносини двох індексованих величин, тобто за формулою (99).

Наприклад, якщо рівень товарообігу  у вигляді суми виручки від продажу товару в умовах звітного періоду порівнюється з аналогічним показником базисного періоду, то в підсумку отримуємо індивідуальний індекс виручки Помилка! Джерело посилання не знайдено., Що складає скільки раз змінилася (або скільки відсотків становить) виручка в звітному періоді в порівнянні з базисним:

iQ= Q1/ Q0. (50)

Різниця між чисельником і знаментелем формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. являє собою абсолютна зміна виручки Помилка! Джерело посилання не знайдено., Що показує на скільки в грошових одиницях (наприклад, рублях) змінилася виручка в звітному періоді в порівнянні з базисним:

?Q = Q1 - Q0. (51)

Аналогічно визначаються індивідуальні індекси можна для будь-якого цікавить показника (продуктивності, заробітної плати, собівартості і т. Д.).

Зокрема, оскільки сума виручки визначається ціною товару p (Від англ. «price») І кількістю (фізичним обсягом, або об'ємом продажів в натуральному вираженні) q (Від англ. «quantity») Т. Е  можна визначити відповідні індивідуальні індекси - ціни Помилка! Джерело посилання не знайдено. і кількості Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

ip= p1/ p0, (52) iq= q1/ q0. (53)

Очевидно, що твір індивідуальних індексів ціни і кількості дає індивідуальний індекс виручки Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

iQ= iqip. (54)

Наприклад, вчора бабуся торгувала насінням по 5 руб. за кульок і всього продала 50 пакетів, а сьогодні - по 7 руб. і продала 20 пакетів. Визначимо індивідуальний індекс ціни за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: ip = 7/5 = 1,4, тобто бабуся збільшила ціну насіння в 1,4 рази, або на 40%. Розрахуємо індивідуальний індекс кількості за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: iq = 20/50 = 0,4, тобто кількість проданих насіння сьогодні склало 40% від вчорашнього, тобто зменшилась на 60%. Знайдемо індивідуальний індекс виручки за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: iQ = 0,4 * 1,4 = 0,56, тобто виручка сьогодні склала 56% від вчорашньої, тобто вона зменшилася на 44%. Розрахувавши виручку вчора Q0 = 50 * 5 = 250 (руб.) І сьогодні Q1 = 20 * 7 = 140 (руб.), Можна отримати аналогічний результат за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: iQ = 140/250 = 0,56. Очевидно, що абсолютна зміна виручки за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено. склало: ?Q = 140 - 250 = -110 (руб.), Тобто виручка зменшилася на 110 руб. (Або на 44%), що пояснюється зміною кількості проданих насіння в 0,4 рази (зменшенням на 60%) і зміною їх ціни в 1,4 рази (підвищенням ціни на 40%).

Підставами формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено. в формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено. і висловимо виручку звітного періоду:

Q1= iqipQ0. (55)

Формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. є двухфакторную мультипликативную індексний модель підсумкового показника, в даному випадку - виручки, за допомогою якої знаходять зміна цього показника під впливом кожного фактора (ціни і кількості) окремо (факторний аналіз), тобто:

?Q = ?Qq + ?Qp, (56)

де ?Qq - Зміна виручки під впливом зміни кількості товару q (Екстенсивний фактор);

?Qp - Зміна виручки під впливом зміни ціни p товару (інтенсивний фактор).

Для проведення факторного аналізу за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено. необхідно визначити черговість впливу факторів на результативний показник (виручку), яка може бути такою:

1) спочатку змінювалося кількість q, А потім ціна p (Тобто кількість - це 1-ий фактор, а ціна - 2-ий);

2) спочатку змінювалася ціна p, А потім кількість q (Тобто ціна - це 1-ий фактор, а кількість - 2-ий).

Відповідно до цієї черговості впливу факторів запис чинників в мультіплікатіавной моделі: тобто формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Це її запис для кількості як 1-го фактора і ціни як 2-го. У разі, коли ціна є 1-им фактором, а кількість - 2-м, необхідно мультипликативную модель записувати у вигляді Помилка! Джерело посилання не знайдено., Тобто змінюючи чинники місцями:

Q1= ipiqQ0. (57)

Щоб знайти зміна результативного показника на основі мультиплікативної моделі за рахунок 1-го фактора, необхідно виключити вплив інших факторів. Тоді при використанні формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. вплив 1-го визначаємо за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено., А при використанні формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. - за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

?Qq= iqQ0 -Q0 = (iq - 1)Q0, (58) ?Qp= ipQ0 -Q0 = (ip - 1)Q0. (59)

У нашому прикладі про бабусю спочатку змінилася ціна, тобто ціна - це 1-ий фактор, а кількість - 2-ий, отже необхідно використовувати формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено. і, як наслідок, вплив 1-го фактора - ціни визначаємо за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: ?Qp = (1,4-1) * 250 = 100 (руб.), Тобто підвищення ціни насіння з 5 до 7 руб. за кульок мало підсилити сьогоднішню виручку на 100 руб., проте виручка зменшилася на 110 руб., отже - це негативний вплив 2-го фактора - зміна кількості.

Щоб знайти зміна результативного показника на основі мультиплікативної моделі за рахунок 2-го фактора, необхідно із загальної зміни результативного показника відняти його зміна під впливом тільки 1-го фактора. Тоді, підставляючи формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. и Помилка! Джерело посилання не знайдено. в формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено., Можна висловити вплив другого чинника - ціна:

?Qp = ?Q - ?Qq = (Q1 - Q0) - (iqQ0 -Q0) = iqipQ0 - Q0- iqQ0 + Q0 = (iqip - 1 - iq + 1)Q0 = iq (ip-1)Q0.

В результаті отримаємо формулу для розрахунку впливу другого чинника - ціна Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

?Qp = iq (ip-1)Q0. (60)

Аналогічно, підставляючи формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. и Помилка! Джерело посилання не знайдено. в формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено. виводиться формула для визначення впливу другого чинника - кількості:

?Qq = ?Q - ?Qp = (Q1 - Q0) - (ipQ0 -Q0) = ipiqQ0 - Q0- ipQ0 + Q0 = (ipiq - 1 - ip + 1)Q0 = ip (iq-1)Q0.

В результаті отримаємо формулу для розрахунку впливу другого чинника - кількості Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

?Qq = ip (iq-1)Q0. (61)

У нашому прикладі про бабусю зміна виручки під впливом другого чинника - кількості визначимо за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: ?Qq = 1,4 * (0,4-1) * 250 = -210 (руб.), Тобто зниження кількості проданих насіння з 50 кульків до 20 зменшило виручку на 210 руб. Перевірка правильності розрахунку впливу факторів здійснюється за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: ?Q = 100 + (-210) = -110, що збігається із загальною зміною виручки, розрахованим раніше за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено..

У статистиці нерідкі випадки використання індексних моделей з трьома і більше факторними індексами. У разі необхідності проведення факторного аналізу таких моделей застосовується метод Чаліева: Для визначення впливу i-го фактора на результативний показник необхідно його базисну величину помножити на індекси факторів, які впливали на нього з 1-го до i-го фактора і на темп зміни самого i-го фактора. Темп зміни визначається за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено., Тобто треба з індексу відняти одиницю (100%).

Наприклад, загальна сума матеріальних витрат (M) Залежить від обсягу виробництва продукції (q), Від витрати даного матеріалу на одиницю продукції - питомої витрати (m) І від ціни одиниці даного матеріалу (p) Т. Е M = qmp. Порівнюючи суму матеріальних витрат в звітному періоді з сумою матеріальних витрат базисного періоду отримуємо (якщо q - 1-ий фактор, m - 2-ий і p - 3-ий):

 або  (62)

Тоді, застосовуючи метод Чаліева, зміна загальної суми матеріальних витрат ?M = M1 - M0 пояснюється:

1) зміною обсягу продукції ?Mq = TqM0 = (iq - 1)M0;

2) зміною питомої витрати матеріалу ?Mm = iqTmM0 = iq(im - 1)M0;

3) зміною ціни на матеріал ?Mp = iqimTpM0 = iqim(ip - 1)M0.

3: Якщо досліджуване явище неоднорідне й порівняння рівнів можна провести тільки після приведення їх до загальної мірою, економічний аналіз виконують за допомогою загальних індексів. індекс стає загальним, Коли в його розрахунковій формулі показується неоднорідність досліджуваної сукупності. Прикладом неоднорідною сукупності є загальна маса проданих товарів всіх або декількох видів. Дійсно можна, наприклад, складати безпосередньо кілограми м'яса і риби, так як отриманий результат в прямому сенсі не був би «ні рибою, ні м'ясом».

Будь-які загальні індекси можуть бути побудовані 2-ма способами: як агрегатні і як середні з індивідуальних.

Агрегатний індекс є основною і найбільш поширеною формою індексу, якщо чисельник і знаменник представляють собою набір - «агрегат» (від лат. aggregatus - Складається, Просумованих) безпосередньо несумірних і не піддаються підсумовування елементів - суму творів двох величин, одна з яких змінюється (індексується), а інша залишається незмінною в чисельнику і знаменнику (вага індексу). Вага індексу служить для цілей порівняння індексованих величин.

Наприклад, загальну суму виручки можна записати у вигляді агрегату (Суми творів об'ємного показника q на ваговий - p), Т. Е

?Q = ?qp. (63)

Ставлення агрегатів, побудованих для різних умов, дає загальний індекс показника в агрегатній формі. так отримують індекс загального обсягу товарообігу (виручки), Що складає скільки раз він змінився (або скільки відсотків становить) в звітному періоді в порівнянні з базисним:

IQ= .(64)

Різниця між чисельником і знаментелем формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. являє собою абсолютна зміна загального товарообігу (виручки) Помилка! Джерело посилання не знайдено., Що показує на скільки в грошових одиницях (наприклад, рублях) він змінився в звітному періоді в порівнянні з базисним:

??Q = ?Q1 - ?Q0 = ?q1p1 - ?q0p0. (65)

Наприклад, дідусь торгував яблуками двох сортів: «антонівки» і «білим наливом», результати торгівлі за 2 дні представлені в таблиці Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

Таблиця 10. Умовні дані про торгівлю яблуками дідусем за 2 дні

 сорт яблук  Ціна за кг, руб.  Обсяг продажів, кг
 вчора (p0)  сьогодні (p1)  вчора (q0)  сьогодні (q1)
 Антонівка
 білий налив

Розрахуємо виручку дідуся по формулі Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

- В звітному періоді: ?Q1= 18 * 160 + 25 * 120 = 5880 (руб.) - Це виручка від продажу яблук сьогодні;

- В базисному періоді: ?Q0= 20 * 100 + 22 * ??150 = 5300 (руб.) - Це виручка від продажу яблук вчора.

Тепер визначимо зміну загального виторгу дідуся:

- за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: IQ=5880/5300 = 1,1094, тобто виручка збільшилася в 1,1094 рази, або на 10,94%.

- за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: ??Q =5880 - 5300 = 580, тобто виручка збільшилася на 580 руб.

При аналізі зміни загального обсягу товарообігу (виручки) це зміна також пояснюється зміною рівня цін і кількості проданих товарів. Вплив цих факторів виражається агрегатними індексами фізичного обсягу (кількості) і цін.

Якщо рівні взвешивающего показника взяті за даними базисного періоду, то отримують агрегатний індекс Ласпейреса:

; (66) . (67)

Формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. застосовується, коли кількість - це 1-ий фактор, а формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Коли ціна є 1-им фактором.

Якщо рівні взвешивающего показника взяті за даними звітного періоду, то отримують агрегатний індекс Пааше:

; (68) . (69)

Формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. застосовується, коли кількість - це 2-ий фактор, а формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Коли ціна є 2-м фактором.

Твір агрегатних індексів Ласпейреса і Пааше дає загальний індекс виручки:

IQ =  ; (70) IQ =  . (71)

Для полегшення запам'ятовування студентами формул Ласпейреса і Пааше пропоную звернути увагу на букву «Ш» в слові «Пааше», яка нагадує «111» - так позначені звітні періоди в загальній формулі (дві одиниці - в чисельнику і одна - в знаменнику). У формулі Ласпейреса немає літери «Ш», значить в ній не буде трьох одиниць, а будуть три нуля (два нуля - в знаменнику і один - в чисельнику).

У нашому прикладі про дідуся (як і в прикладі про бабусю) ціна яблук - це 1-ий фактор, а кількість - 2-ий. Тому для визначення агрегатного індексу цін застосовуємо формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

= 1,0472, тобто ціна на яблука збільшилася в 1,0472 рази (на 4,72%).

Визначимо агрегатний індекс кількості проданих яблук за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

= 1,0594, тобто кількість проданих яблук зросла в 1,0594 рази (на 5,94%).

Контроль правильності розрахунків виробляємо за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: IQ= 1,0472 * 1,0594 = 1,1094, тобто зміна загальної виручки дідуся в 1,1094 рази (на 10,94%) пояснюється зміною ціни в 1,0472 рази (на 4,72%) і зміною кількості продажів в 1,0594 рази (на 5,94%).

з формул Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Помилка! Джерело посилання не знайдено. видно, що індекси Ласпейреса і Пааше по одному і тому ж фактору не рівні між собою, тобто ? и ?  . Американський економіст Гершенкрон великими розрахунками встановив, що по одному і тому ж фактору індекс Ласпейреса зазвичай більше індексу Пааше, і це відкриття названо ефектом Гершенкрона, тобто > и > .

Коли немає можливості визначити черговість впливу факторів на результативний показник (який із чинників 1-ий - ціна або кількість) проблематично вибрати одну з формул Помилка! Джерело посилання не знайдено. або Помилка! Джерело посилання не знайдено. и Помилка! Джерело посилання не знайдено. або Помилка! Джерело посилання не знайдено.. У таких випадках рекомендується застосувати всі формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Помилка! Джерело посилання не знайдено. і розрахувати середню геометричну величину з однофакторних індексів - індекси Фішера:

; (72) . (73)

Порівнюючи значення індексів Фішера, які показують середню зміну цін Помилка! Джерело посилання не знайдено. і кількості Помилка! Джерело посилання не знайдено., Вирішується питання про черговість впливу факторів: який з індексів показує більшу зміну, той фактор і вважають 1-им.

з формул Помилка! Джерело посилання не знайдено. и Помилка! Джерело посилання не знайдено. легко отримати двохфакторну мультиплікативний індексні моделі загальної виручки, підставивши в них формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено. і висловивши ?Q1:

?Q1= Q0, (74) ?Q1= Q0. (75)

Формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. застосовується, коли кількість товару - 1-ий фактор, а ціна 2-ий, а формула Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Навпаки, ціна - 1-ий фактор, а кількість - 2-ий. Тоді, застосовуючи метод Чаліева, можна виконати факторний аналіз, тобто пояснити зміну результативного показника (загальної виручки) зміною кожного фактора (цін і кількості) окремо в абсолютних (грошових) одиницях. Більш детальний аналіз зміни підсумкового показника можливий при вивченні так званих структурних зрушень.

У нашому прикладі про дідуся ми застосовували формулу Помилка! Джерело посилання не знайдено., Значить повинні виробляти факторний аналіз за моделлю Помилка! Джерело посилання не знайдено.. Тоді, застосовуючи метод Чаліева, зміна загальної виручки ??Q = ?Q1 - ?Q0 пояснюється зміною:

1) кількості проданих проданих яблук ??Qq = (  -1) ?Q0 =(1,0594-1) * 5300 ? 315 (руб.)

2) ціни яблук ??Qp = (  -1) ?Q0 =1,0594 * (1,0472-1) * 5300 ? 265 (руб.)

Перевірка правильності розрахунку впливу факторів: ??Q = 265 + 315 = 580, що збігається із загальною зміною загальної виручки, розрахованим раніше за формулоюПомилка! Джерело посилання не знайдено..

Крім запису загальних індексів в агрегатній формі на практиці часто використовують формули їх розрахунку як величин, середніх з відповідних індивідуальних індексів. Так, загальний індекс виручки може бути записаний як середня арифметична зважена Помилка! Джерело посилання не знайдено. або середня гармонійна зважена Помилка! Джерело посилання не знайдено. з індивідуальних індексів виручки за окремими товарними групами:

 (76)  (77)

У формулі Помилка! Джерело посилання не знайдено. вагами є показники обсягу товарообігу окремих товарних груп в звітному періоді, в формулі Помилка! Джерело посилання не знайдено. - В базисному.

Аналогічно через індивідуальних індекси кількості товару і ціни можуть бути виражені загальні агрегатні індекси Ласпейреса і Пааше:

; (78) ; (79)

; (80) . (81)

4: При вивченні якісних показників часто доводиться розглядати зміну в часі (або просторі) середньої величини, що індексується показника для певної однорідної совкупності. Наприклад, в статистичних збірниках публікуються дані про динаміку середніх цін, середньої номінальної заробітної плати в окремих галузях і т. Д.

Середня величина є обощающім характеристикою якісного показника і складається як під впливом значень показника у індивідуальних елементів (одиниць), з яких складається об'єкт, так і під впливом співвідношення їх ваг ( «структури» об'єкта).

Якщо будь-який якісний індексований показник позначити через x, А його ваги - через f, То динаміку середнього показника можна відобразити як за рахунок зміни обох факторів (x и f), Так і за рахунок кожного фактора окремо. В результаті отримаємо 3 різних індексу: індекс змінного складу, індекс фіксованого складу і індекс структурних зрушень.

Індекс змінного складу відображає динаміку середнього показника (для однорідної сукупності) за рахунок зміни індексується величини x у окремих елементів (частин цілого) і за рахунок зміни ваг f, Якими зважуються окремі значення x. Будь-індекс змінного складу - це відношення двох середніх величин для однорідної сукупності (за два періоди або за двома територіями) Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

 . (82)

Свою назву цей індекс отримав тому, що він характеризує динаміку середніх величин не тільки за рахунок зміни індексованої величини у окремих елементів (частин цілого), а й за рахунок зміни питомої ваги цих частин в загальній сукупності, т. Е зміни складу сукупності.

Індекс фіксованого складу відображає динаміку середнього показника лише за рахунок зміни індексується величини x, При фіксуванні ваг. Якщо фіксувати ваги на рівні звітного періоду f1, То отримаємо формулу найпоширенішу формулу індексу фіксованого складу Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

 . (83)

Іншими словами, індекс фіксованого складу виключає вплив структури (складу) сукупності на динаміку середніх величин, розрахованих для двох періодів по одній і тій же фіксованою структурі ваг (на рівні звітного або базисного періоду).

За аналогією можна показати динаміку середнього показника лише за рахунок зміни тільки ваг f при фіксуванні індексується величини x. Такий індекс умовно названий індексом структурних зрушень, Який определеятся при фіксуванні індексується величини на рівні базисного періоду x0 за найпоширенішою формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

 , (84)

формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Помилка! Джерело посилання не знайдено. зазвичай застосовуються в тих випадках, коли вплив зміни структури сукупності на динаміку середнього показника сильніше (1-ий фактор) впливу зміни тільки самої індексується величини (2-ий фактор).

Якщо від абсолютних ваг f перейти до відносних ваг (часток) за формулою (102), то формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Помилка! Джерело посилання не знайдено. приймуть такий вигляд:

 ; (85)  ; (86)  . (87)

У формулах Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Помилка! Джерело посилання не знайдено. при аналізі конкретних якісних індексованих показників (наприклад, ціни товару, собівартості, продуктивності праці, урожайності і т. п) замість позначень x и f повинні використовуватися інші загальноприйняті позначення.

Наприклад, при аналізі такого якісного показника як ціна формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. - Помилка! Джерело посилання не знайдено. приймуть такий вигляд:

 ; (88)

 ; (89)  . (90)

Неважко помітити, що індекс змінного складу є твір індексу фіксованого складу на індекс структурних зрушень:

 . (91)

з формули Помилка! Джерело посилання не знайдено. видно, що, наприклад, індекс структурних зрушень можна розрахувати шляхом ділення індексу змінного складу на індекс фіксованого складу.

У нашому прикладі про дідуся визначаємо індекс змінного складу за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

 , Тобто середня ціна яблук сьогодні становить 99,06% від вчорашньої, тобто середня ціна знизилася з 21,2 руб. до 21,0 руб. за кг, що склало 0,94%.

Щоб виключити вплив зміни структури продажів яблук на динаміку середньої ціни, розрахуємо індекс ціни фіксованого складу за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

.

Вплив зміни структури продажів (частка продажів яблук сорту «антонівка» збільшилася, а сорти «білий налив» - зменшилася) на динаміку середньої ціни яблук відобразимо за допомогою індексу структурних зрушень, розрахована його за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.:

 = 0,9838.

Перевірку правильності розрахунків виконаємо за формулою Помилка! Джерело посилання не знайдено.: 1,0069 * 0,9838 = 0,9906.

5: Територіальні індекси застосовуються для просторових, міжрегіональних зіставлень різних показників. Їх розрахунок складніший, ніж розрахунок традиційних (динамічних) індексів, розглянутих раніше, з наступних причин:

1) відмінності в структурі цін і кількості товарів між країнами набагато значніше, ніж між періодами в рамках однієї країни, що обумовлено особливостями економіки різних країн.

2) територіальні (міжнародні) зіставлення нерідко здійснюються одночасно для групи країн (наприклад, країн ЄС або СНД), тому необхідно погоджувати індекси, обчислені для всієї групи країн.

Для обчислення територіальних індексів застосовуються особливі формули, які розроблені на основі положень двох теорій індексів: аксіоматичній і економічної.

В аксіоматичної теорії індексів сформульовано ряд вимог до індексів з точки зору формальної логіки (наприклад, вимоги факторної проби, оборотності в часі, тотожності і ін.) Так, вимога тотожності означає, що якщо ціни в звітному періоді не змінилися в порівнянні з цінами в базисному періоді, то загальний індекс цін має дорівнювати одиниці незалежно від зміни фізичного обсягу. Інша вимога цієї теорії - пропорційність індексів ...

В економічній теорії індексів міститься концептуальна основа для пошуку «істинного» індексу. Так, істинний індекс цін можна отримати, зіставивши витрати споживачів у поточному і базисному періодах за умови, що вони забезпечують рівну корисність споживачам при різних цінах, т. Е фактичні витрати споживачів порівнюються з умовними, гіпотетичними, які при різних цінах в двох періодах забезпечують однакову корисність. Це порівняння і має забезпечити знаходження «істинного» індексу цін. Зауважимо, що економічна теорія індексів досить абстрактна, оскільки статистики не оперують категорією корисності, а мають справу з конкретними товарами та послугами. Проте, теорія виражає якийсь загальний теоретичний підхід до розробки індексів.

У спеціальній літературі не припиняється дискусія про обгрунтованість аксіоматичній і економічної теорій індексів і про можливість застосування положень цих теорій в статистичній практиці. Аксіоматичну теорію критикують за те, що в ній передбачається відсутність зв'язку між зміною цін і зміною фізичного обсягу. Економічну теорію критикують за абстрактний характер, тобто за те, що неможливо використовувати її висновки в практичній діяльності.

Основні вимоги до територіальних індексах:

1. характерність ваг, Тобто для показників двох країн А і Б в якості ваг повинні використовуватися ціни (фізичний обсяг) цих країн А і Б (або середні з них), а не ціни (фізичний обсяг) будь-якої третьої країни.

2. Незалежність від вибору базисної країни (Вимога оборотності індексів в часі, адаптоване до територіальних зіставлень), тобто

IА / Б IБ / А = 1, (92)

де IА / Б - Індекс цін (фізичного обсягу) країни А по відношенню до країни Б;

IБ / А - Індекс цін (фізичного обсягу) країни Б по відношенню до країни А.

3. транзитивність, тобто

IА / Б = IА / В : IБ / У, (93)

де IА / В - Індекс цін (фізичного обсягу) країни А по відношенню до країни В;

IБ / У - Індекс цін (фізичного обсягу) країни Б по відношенню до країни В.

Суть вимоги транзитивності полягає в тому, що індекс, отриманий для деякої пари країн А та Б шляхом прямого зіставлення їх цін (фізичного обсягу), має дорівнювати цього ж індексу, отриманого непрямим шляхом, тобто розподілом індексу IА / В на індекс IБ / У.

4. адитивність, Тобто індекси цін (фізичного обсягу), розраховані для всієї сукупності товарів і послуг, повинні бути чітко узгоджені з індексами, обчисленими для всіх груп цієї сукупності.

5. Вимога факторної проби, Тобто твір індексу цін і індексу фізичного обсягу має дорівнювати індексу вартості:

Список рекомендованої літератури:

1. Закон Республіки Казахстан «Про державну статистику». - Казахстанська правда, 2007, 7 травня.

2. Теорія статистики. Підручник під. Ред. Шмойловой Р. А. - Москва: Фінанси і статистика, 2006.

3. Єлісєєва І. І., Юзбашев М. М. Загальна теорія статистики. - М .: Фінанси і статистика, 2008.

4. Гусаров В. М. Теорія статистики. - М .: ІННТІ, 2000..

5. Громико Г.Л. Загальна теорія статистики. Практикум. - М .: Инфра-М 2009.

6. Елемесова А. А., Бельгібаева К. К., Киік Е. М., Молдакулова Г. М. Соціально-економічна статистика. - А .: Економіка. 2009

7. Статистичний словник. - М .: Финстатинформ, 2000..




 Методи виявлення та оцінки кореляційної зв'язку |  Галузеві класифікації видів економічної діяльності. |  Зайнятість і безробіття за методологією СНР. |  Року вующего року |  Показники складу, обсягу, динаміки, рівня використання оборотного капіталу. |  Класифікації та групування національного багатства |  A. Амортизація основних фондів |  B. Характеристика наявності основних фондів на дату і в середньорічному обчисленні. Баланси основних фондів по повній і залишкової вартості |  C. Питання 41. Показники стану, руху і використання основних фондів |  D. Статистика обладнання |

© um.co.ua - учбові матеріали та реферати