б) для доли:

n =	t2w(1−w)N
	2wN +t2w(1− w) .	(4.15)

Эти формулы показывают, что с увеличением предполагаемой ошибки выборки значительно уменьшается необходимый объем выборки. Для расчета объема выборки нужно знать дисперсию. Она может быть заимствована из проводимых ранее обследований данной или аналогичной совокупности, а если таковых нет, то для определения дисперсии надо провести специальное выборочное обследование небольшого объема.

5.ДИНАМИЧЕСКИЕ РЯДЫ

5.1.ПОНЯТИЕ И КЛАССИФИКАЦИЯ РЯДОВ ДИНАМИКИ

Процесс развития, движения социально-экономических явлений во времени в статистике принято называть динамикой. Для отображения динамики строят ряды динамики (хронологические, временные), которые представляют собой ряды изменяющихся во времени значений статистического показателя, расположенных в хронологическом порядке.

Составными элементами ряда динамики являются показатели уровней ряда и периоды времени (годы, кварталы, месяцы, сутки) или моменты (даты) времени.

Уровни ряда обычно обозначаются через y, моменты или периоды времени, к которым относятся уровни, – через Т.

Существуют различные виды рядов динамики. Их можно классифицировать по следующим признакам:

а) в зависимости от способа выражения уровней ряды динамики подразделяются на ряды абсолютных, относительных и средних величин. Примером рядов динамики указанных выше видов являются данные табл. 5.1.

В табл. 5.1 рядом динамики абсолютных величин являются данные первой строки; рядом средних величин – второй строки; рядом относительных величин – третьей строки;

Таблица 5.1

Число квартир, построенных предприятиями и организациями всех форм собственности, и их средний размер за 1996-2000 гг.

		1996	1997	1998	1999	2000
	Число квартир, тыс.	1190	1151	682	682	602
	Средний размер квартир, м2 общей,	49,9	54,4	60,8	61,3	68,2
	площади
	Удельный вес жилой
	площади в общей	62,7	60,7	60,0	60,1	60,1
	площади квартир, %

38

б) в зависимости от того, как выражают уровни ряда состояние явления на определенные моменты времени (на начало месяца, квартала, года и т. п.) или его величину за определенные интервалы времени (например, за сутки, месяц, год и т.п), различают соответственно моментные и интервальные ряды динамики. Примером моментного ряда может служить ряд динамики, показывающий число вкладов населения в учреждениях Сбербанка РФ (на конец года, млн руб.):

1990 г.	1991 г.	1992г. 1993г. 1994г. 1995г.
124,9	141,0	203,7	210,9	234,2	226,0

Уровни этого ряда – обобщающие итоги статистики вкладов населения по состоянию на определенную дату (конец каждого года).

Примером интервального ряда динамики являются данные, приведенные в табл. 5.1. Из различного характера интервальных и моментных рядов динамики вытекают некоторые особенности уровней соответствующих рядов.

Уровни интервального ряда динамики абсолютных величин характеризуют собой суммарный итог какого-либо явления за определенный отрезок времени. Они зависят от продолжительности этого периода времени, и поэтому их можно суммировать как не содержащие повторного счета.

Отдельные же уровни моментного ряда динамики абсолютных величин содержат элементы повторного счета, так как, например, число вкладов населения, учитываемых за 1990 г., существует и в настоящее время, являясь единицами совокупности и в 1995 г. Все это делает бессмысленным суммирование уровней моментных рядов динамики;

в) в зависимости от расстояния между уровнями ряды динамики подразделяются на ряды динамики с равноотстоящими уровнями и неравноотстоящими уровнями во времени. Ряды динамики следующих друг за другом периодов или следующих через определенные промежутки дат называются равноотстоящими (см. пример о числе вкладов в Сбербанк РФ за 1990 – 1995 гг.). Если же в рядах даются прерывающиеся периоды или неравномерные промежутки между датами, то ряды называются неравноотстоящими (см. пример в табл. 5.1).

5.2. ПОКАЗАТЕЛИ ИЗМЕНЕНИЯ УРОВНЕЙ РЯДА ДИНАМИКИ

Анализ интенсивности изменения во времени осуществляется с помощью показателей, получаемых в результате сравнения уровней, к таким показателям относятся: абсолютный прирост, темп роста, темп прироста.

Система средних показателей включает средний уровень ряда, средний абсолютный прирост, средний темп роста, средний темп прироста.

Показатели анализа динамики могут вычисляться на постоянной и переменных базах сравнений. При этом принято называть сравниваемый уровень отчетным, а уровень, с которым производится сравнение, – базисным. Для

39

расчета показателей анализа динамики на постоянной базе каждый уровень ряда сравнивается с одним и тем же базисным уровнем. В качестве базисного выбирается либо начальный уровень в ряду динамики, либо уровень, с которого начинается какой-то новый этап развития явления. Исчисляемые при этом показатели называются базисными.

Для расчета показателей анализа динамики на переменной базе каждый последующий уровень ряда сравнивается с предыдущим. Вычисленные таким образом показатели анализа динамики называется цепными.

Важнейшим статистическим показателем анализа динамики является абсолютное изменение – абсолютный прирост (сокращение).

Абсолютный прирост характеризует увеличение или уменьшение уровня ряда за определенный промежуток времени. Абсолютный прирост с переменной базой называют скоростью роста.

Абсолютный прирост (цепной):

yц = yi − yi−1 ,	(5.1)
где уi – уровень сравниваемого периода;
уi −1 – уровень предшествующего периода.
Абсолютный прирост (базисный):
yб = yi − y0 ,	(5.2)

где у0 – уровень базисного периода.

Цепные и базисные абсолютные приросты представлены в табл. 5.2. Они показывают прирост (сокращение) производства электроэнергии по годам и абсолютное изменение по сравнению с 1989 г.

Цепные и базисные абсолютные приросты связаны между собой: сумма последовательных цепных абсолютных приростов равна базисному, т.е. общему приросту за весь промежуток времени:

∑ yц = yб.

(5.3)

По данным табл. 5.2 сумма последовательных цепных абсолютных приростов равна базисному приросту за весь период, млрд, кВт.ч.

Таблица 5.2

Динамика производства электроэнергии в Российской Федерации

Абсолютный

Коэффициент роста

Темпы прироста,

прирост,

%

Млрд

млрд кВт.ч

Год

кВт.ч

yi

yi

ц

ц

yц=

yб=

K ц

=

K рб =

Tпр =

Tпр =

yi−1

y0

=Tрц −100%

=Tрб −100%

=yi – yi–1

=yi–y0

р

1

2

3

4

5

6

7

8

1989

1077

–

–

–

–

–

–

1990

1082

5

5

1,005

1,005

0,5

0,5

40

Окончание табл. 5.2

1	2	3	4	5	6	7	8
1991	1068	–14	9	0,987	0,992	–1,3	0,1
1992	1008	–60	–69	0,944	0,936	–5,6	–6,4
1993	957	–51	–120	0,949	0,889	–5,1	–11,1
1994	876	–81	–201	0,915	0,813	–8,5	–18,7
Итого:	6068	∑=-201	–	П=0,813	–	–	–

Примечание: в графе 3 – сравнение с уровнем предшествующего года; в графе 4 – с уровнем 1989 г.

∑ yц =5 −14 −60 −51−81 = −201.

Для характеристики интенсивности, т.е. относительного изменения уровня динамического ряда за какой–либо период времени, исчисляют темпы роста (снижения). Интенсивность изменения уровня оценивается отношением отчетного уровня к базисному. Показатель интенсивности изменения уровня ряда, выраженный в долях единицы, называется коэффициентом роста, а в процентах – темпом роста. Эти показатели интенсивности изменения отличаются только единицами измерения.

Коэффициент роста (снижения) показывает, во сколько раз сравниваемый уровень больше уровня, с которым производится сравнение (если этот коэффициент больше единицы) или какую часть уровня, с которым производится сравнение, составляет сравниваемый уровень (если он меньше единицы). Темп роста всегда представляет собой положительное число.

Коэффициент роста (цепной):

K цр = yi . yi−1

Коэффициент роста (базисный):

K бр = yi .

y0

Темп роста (цепной):

Tрц = yi 100. yi−1

(5.3)

(5.4)

(5.5)

Темп роста (базисный):

	б		yi
	Tр	=		100.	(5.6)
			y0

Цепные и базисные коэффициенты роста, характеризующие интенсивность изменения производства электроэнергии в России по годам и за весь период, исчислены в табл. 5.2. Между цепными и базисными коэффициентами роста существует взаимосвязь (если базисные коэффициенты исчислены по отношению к начальному уровню ряда динамики): произведение последовательных цепных коэффициентов роста равно базисному коэффициенту роста

41

за весь период (∏Kцр = K бр ), а частное от деления последующего базисного

темпа роста на предыдущий равно соответствующему цепному темпу роста. Взаимосвязь легко проверить:

y90

y91

y92

y93

y94

=

y94

.

y

y

y

y

y

92

y

89

90

91

93

89

Проверим взаимосвязь цепных и базисных темпов роста на нашем примере:

∏K цр = 1,005 · 0,987 · 0,944 · 0,949 · 0,915 = 0,813.

Относительную оценку скорости измерения уровня ряда в единицу времени дают показатели темпа прироста (сокращения). Темп прироста (сокращения) показывает, на сколько процентов сравниваемый уровень больше или меньше уровня, принятого за базу сравнения и вычисляется, как отношение абсолютного прироста к абсолютному уровню, принятому за базу сравнения. Темп прироста может быть положительным, отрицательным или равным нулю, выражается он в процентах и долях единицы (коэффициенты прироста).

	Темп прироста (цепной):			yц
	Tпрц	=				100.	(5.7)
				y
	Темп прироста (базисный):				i−1
					y 100.
	T		=				(5.8)
	пр				y0

Темп прироста (сокращения) можно получить и из темпа роста, выраженного в процентах, если из него вычесть 100%. Коэффициент прироста получается вычитанием единицы из коэффициента роста:

Тпр=Тр–100;	(5.9)
Кпр=Кр – 1.	(5.10)

Цепные и базисные темпы прироста (сокращения) производства электроэнергии исчислены в табл. 5.2.

При анализе динамики развития следует также знать, какие абсолютные значения скрываются за темпами роста и прироста. Сравнение абсолютного прироста и темпа прироста за одни и те же периоды времени показывает, что при снижении (замедлении) темпов прироста абсолютный прирост не всегда уменьшается, в отдельных случаях он может возрастать. Поэтому, чтобы правильно оценить значение полученного темпа прироста, его рассматривают в сопоставлении с показателем абсолютного прироста. Результат выражают показателем, который называют абсолютным значением (содержанием) одного процента прироста, рассчитывают, как отношение абсолютного прироста к темпу прироста за тот же период времени, %:

42

ц

уц

у

i

− y

i−1

y

−

А

=

=

=

i 1

= 0,01y −

;

(5.11)

Т

ц

y

− y

100

%

i

−

i

1

пр

i

1

100

yi−1

Аб

=

уб

=

уi − y0

=

y0

= 0,01y

.

(5.12)

%

Тпрб

уi − y0

100

100

0

y0

Абсолютное значение одного процента прироста равно сотой части предыдущего (базисного) уровня. Оно показывает, какое значение скрывается за относительным показателем – одним процентом прироста.

В тех случаях, когда сравнение производится с отдалением периода времени, принятого за базу сравнения, рассчитывают так называемые пункты роста, которые представляют собой разность базисных темпов роста (%) двух смежных периодов.

Пр =Тбр	−Тбр	.	(5.13)
i	i−1

В отличие от темпов прироста, которые нельзя ни суммировать, ниперемножать, пункты роста можно суммировать, в результате получаем темп прироста соответствующего периода по сравнению с базисным.

Для более глубокого понимания характера явления необходимо показатели динамики анализировать комплексно, совместно.

5.3. РАСЧЕТ СРЕДНИХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ДИНАМИЧЕСКОГО РЯДА

Для обобщающей характеристики динамики исследуемого явления определяют средние показатели, средние уровни ряда и средние показатели изменения уровней ряда.

Средний уровень ряда характеризует обобщённую величину абсолютных уровней. Он рассчитывается по средней хронологической, т.е. по средней исчисленной из значений, изменяющихся во времени. Методы расчета среднего уровня интервального и моментного рядов динамики различны.

Для интервальных рядов динамики из абсолютных уровней средний уровень за период времени определяется по формуле средней арифметической:

а) при равных интервалах применяется средняя арифметическая простая:

yпр =	∑ y	=	y1 + y2 +... + yn		,	(5.14)
	n
				n
где y1,…,yn – абсолютные уровни ряда;				п – число уровней ряда.

б) при неравных интервалах – средняя арифметическая взвешенная:

43

	yвз =	y1t1 + y2t2 +... + yntn	=	∑ yt	,	(5.15)
		t1 +t2 +... +tn		Σt

где y1,…,yn – уровни ряда динамики, сохраняющиеся без изменения в течение

промежутка времени, t; t1,…,tn – веса, длительность интервалов времени (дней, месяцев) между смежными датами.

Средний уровень производства электроэнергии за 1989 – 1994 гг. находим по формуле (5.14), так как исследуемый ряд динамики представляет собой интервальный ряд с одинаковыми интервалами, млрд кВт.ч:

	yпр	=	∑ y	=	1077 +1082 +1068 +1008 + 957 +876		=1011.
			n			6

Средний уровень моментного ряда динамики с равностоящими уровнями определяем по формуле средней хронологической моментного ряда:

		1	y + y	2	+... + y	n−1	+	1	y	n
	2							2
y =			1								,	(5.16)
					n −1

где y1,…,yn – уровни периода, за который делается расчет; n – число уровней;

n – 1 – длительность периода времени.

Средний уровень моментных рядов с неравностоящими уровнями определяется по формуле средней хронологической взвешенной:

		=	∑( yi + yi+1)ti	.
	у				(5.17)
			2∑ti

Обобщающий показатель скорости изменения уровней во времени – средний абсолютный прирост (убыль), представляющий собой обобщенную характеристику индивидуальных абсолютных приростов ряда динамики. По цепным данным об абсолютных приростах за ряд лет можно рассчитать средний годовой абсолютный прирост как среднюю арифметическую простую:

		y =	∑ yц	,	(5.18)
		ц	n
где n – число цепных абсолютных приростов (					yц) в изучаемом периоде.

Применение формулы (5.18) проиллюстрируем, используя данные табл. 5.2 о цепныхабсолютныхприростахпроизводстваэлектроэнергии, млрд. кВт.ч:

yц =(5 −14 −60 −51−81) :5 =−201:5 =−40,2.

44

Средний абсолютный прирост определим через накопленный (базисный) абсолютный прирост ( yб). Для случая равных интервалов применим следующую формулу:

	y	б	=	yб	,	(5.19)
				m −1

где m – число уровней ряда динамики в изучаемом периоде, включая базисный. Для нашего примера, млрд кВт.ч:

yб =−201: (6 −1) =−40,2 ,

т.е. получен тот же результат.

Сводной обобщающей характеристикой интенсивности изменения уровней ряда динамики служит средний темп роста (снижения), показывающий, во сколько раз в среднем за единицу времени изменяется уровень ряда динамики.

Средний темп роста (снижения) – обобщенная характеристика индивидуальных темпов роста ряда динамики. В качестве основы и критерия правильности исчисления среднего темпа (снижения) применяется определяющий показатель– произведение цепных темпов роста, равное темпу роста за весь рассматриваемый период. Следовательно, если значение признака образуется как произведение отдельных вариантов, то нужно применять среднюю геометрическую. Поскольку средний темп роста представляет собой средний коэффи-

циент роста, выраженный в процентах, (Tр = K р 100), то для равностоящих

рядов динамики расчеты по средней геометрической сводятся к исчислению средних коэффициентов роста из цепных коэффициентов роста (по цепному способу):

K рц = n K цp K цp	2	...Knц = n ∏K цp = n K бp ,	(5.20)
1

где п – число цепных коэффициентов роста; K цp1 ,..., K цpn – цепные коэффициенты роста;

K бp – базисный коэффициент роста за весь период.

В нашем примере среднегодовой темп изменения производства электроэнергии с 1990 по 1994 г.:

K pц =51,005 0,987 0,944 0,949 0,915 =50,813 =0,96;

Tp = K p 100 =0,96 100 =96 %.

Следовательно, с 1990 по 1994 г. производство электроэнергии в России снижалось в среднем на 4% в год, т.е. (0,96 · 100 –100).

Если известны уровни динамического ряда, то расчет среднего коэффициента роста упрощается, так как произведение цепных коэффициентов роста

45

равно базисному, то в подкоренное выражение подставляется базисный коэффициент роста. Базисный коэффициент, как известно, получается непосредственно как частное от деления уровня последнего периода уп на уровень базисного периода у0.

Тогда формула для расчета среднего коэффициента роста для равностоящих рядов динамики (по "базисному способу") выглядит следующим образом:

б	= m−1	yn	,	(5.21)
K р		y0

где m – число уровней ряда динамики в изучаемом периоде, включая базисный.

Для расчета средних коэффициентов роста по формуле (5.21) можно не знать годовые темпы. Для нашего примера:

		б	y	n		876		=5
K p = m−1					= 6−1				0,813 = 0,96.
						1077
			y0

Получен тот же результат, расчеты упрощены. Средние темпы прироста (сокращения) рассчитываются на основе средних темпов роста, вычитанием из последних 100%. Соответственно при исчислении средних коэффициентов прироста из значения коэффициентов роста вычитается единица:

									(5.22)
Tпp =Tp −100;
				пp =				p −1,	(5.23)
		K				K

где Tпр – средний темп прироста.

Если уровни ряда динамики снижаются, то средний темп роста будет меньше 100 %, а средний темп прироста – отрицательной величиной. Отрица-

тельный темп прироста Tпр представляет собой средний темп сокращения и

характеризует среднюю относительную скорость снижения уровня.

При анализе развития явлений, отражаемых двумя динамическими рядами, представляет интерес сравнение интенсивностей изменения во времени обоих явлений. Такое сопоставление интенсивностей изменения производится при сравнении динамических рядов одинакового содержания, но относящихся к разным территориям (странам, республикам, районам и т.п.), или к различным организациям (министерствам, предприятиям, учреждениям), или при сравнении рядов разного содержания, но характеризующих один и тот же объект. Например, сравнение рядов динамики, характеризующих производство важнейших видов продукции в Российской Федерации и других странах.

Сравнение интенсивности изменений уровней рядов во времени возможно с помощью коэффициентов опережения (отставания), представляющих собой

46

отношение базисных темпов роста (или прироста) двух рядов динамики за одинаковые отрезки времени:

KОП =	Tp'
		;	(5.24)
	''
	Tp

		T '
KОП'	=	пp	,	(5.25)
		T ''
		пp

где Tp' , Tp'' , Tп'p , Tп''p –базисные темпы роста и прироста первого и второго ря-

дов динамики (соответственно).

Коэффициенты опережения (отставания) могут быть исчислены на основе сравнения средних темпов роста (или прироста) двух динамических рядов за одинаковый период времени:

	KОП =	Tp'n	,
		Tp''n

где Tp'n , Tp''n – средние темпы роста первого и второго рядов динамики соот-

ветственно; n – число лет в периоде.

Коэффициент сужения (отставания) показывает, во сколько раз быстрее растет (отстает) уровень одного ряда динамики по сравнению с другим. При этом сравнении темпы должны характеризовать тенденцию одного направления.

6. ЭКОНОМИЧЕСКИЕ ИНДЕКСЫ

6.1. ИНДЕКСЫ И ИХ КЛАССИФИКАЦИЯ

Индексы относятся к важнейшим обобщающим показателям.

Под индексом в статистике понимают относительный показатель, характеризующий изменение величины какого-либо явления (простого или сложного, состоящего из соизмеримых или несоизмеримых элементов) во времени, пространстве или по сравнению с любым эталоном (нормативом, планом и т. д.).

Основным элементом индексного отношения является индексируемая величина. Под индексируемой величиной понимается значение признака статистической совокупности, изменение которой является объектом изученияПосодержанию. индексируемых величин индексы разделяют на индексы количественных (объёмных) и индексы качественных показателей.

Индексы количественных показателей – индексы физического объёма промышленной и сельскохозяйственной продукции, физического объёма товарооборота и др. Все индексируемые показатели этих индексов являются

47

объёмными, поскольку они характеризуют общий, суммарный размер (объём) того или иного явления и выражаются абсолютными величинами. При расчёте таких индексов количества оцениваются в сопоставимых ценах.

Индексы качественных показателей – индексы цен, себестоимости, производительности труда, средней заработной платы, урожайности и др. Индексируемые показатели этих индексов характеризуют уровень явления в расчёте на количественно измеримую единицу совокупности: цена за единицу продукции, себестоимость единицы продукции, выработка в единицу времени (или на одного работника), заработная плата одного работника, урожайность с одного гектара и др. Качественные показатели измеряют не общий объём, а интенсивность, эффективность явления или процесса. Расчёт таких индексов производится на базе одинаковых, неизменных количеств продукции.

Разделение индексов на индексы количественных и качественных показателей важно для методологии их расчёта.

По степени охвата единиц совокупности индексы делятся на два класса: индивидуальные и общие.

Индивидуальные индексы служат для характеристики изменения отдельных элементов сложного явления (например, изменение объёма выпуска телевизоров определённой марки, изменение цены определённого товара и др.).

Общий индекс – отражает изменение всех элементов сложного явления. При этом под сложным явлением понимают такую статистическую совокупность, отдельные элементы которой непосредственно не подлежат суммированию (физический объём продукции, включающий разноимённые товары, цены на разные группы продуктов и т. д.).

Индексный метод имеет свою терминологию и символику. Каждая индексируемая величина имеет обозначение:

p– цена единицы продукции;

q– количество (объём) какого–либо продукта, изделия в натуральном вы-

ражении;

z – себестоимость единицы продукции;

t – затраты времени на производство единицы продукции (трудоёмкость); w –выработка продукции в стоимостном выражении на одного работника

или единицу времени;

T – общие затраты времени (T = tq ) или численность работников;

П – посевная площадь; У – урожайность отдельных культур;

pq – общая стоимость произведённой продукции данного вида или общая стоимость проданных товаров данного вида (товарооборот, выручка);

zq – затраты на производство всей продукции; УП – валовой сбор отдельной культуры.

Чтобы различать, к какому периоду относятся индексируемые величины, принято возле символа индекса внизу справа ставить подстрочные знаки: 1 – для сравниваемых (текущих, отчётных) периодов и 0 – для периодов, с которыми производится сравнение. Если изменение явлений изучается за ряд пе-

48

риодов, то каждый из периодов обозначается соответственно подстрочными знаками 0, 1, 2, 3 и т. д.

Индивидуальные индексы обозначаются i и снабжаются подстрочным знаком индексируемого показателя: iq – индивидуальный индекс объёма произведённой продукции отдельного вида или количества (объёма) проданного товара данного вида, i p – индивидуальный индекс цен и т. д. Общий индекс

обозначается буквой I и также сопровождается подстрочным знаком индексируемого показателя: например, I p – общий индекс цен; I z – общий индекс

себестоимости.

Индивидуальные индексы относятся к одному элементу (явлению) и не требуют суммирования данных. Они представляют собой относительные величины динамики, выполнения обязательств, сравнения. Выбор базы сравнения определяется целью исследования.

Расчёт индивидуальных индексов прост, их определяют вычислением отношения двух индексируемых величин:

	ip =	p1	− индивидуальный индекс цен, где p1 , p0 – цены единицы про-
		p0

дукции в текущем (отчётном) и базисном периодах;

iq = q1 − индивидуальный индекс физического объёма продукции. q0

С аналитической точки зрения индивидуальные индексы аналогичны коэффициентам роста и характеризуют изменения индексируемой величины в текущем периоде по сравнению с базисным, т. е. во сколько раз она возросла (уменьшилась) или сколько процентов составляет её рост (снижение). Значения индексов выражают в коэффициентах или процентах. Если из значения индекса, выраженного в процентах, вычесть 100 %, т. е. ( i −100 ), то полученная разность покажет, на сколько процентов возросла (уменьшилась) индексируемая величина.

Так, если в I квартале 2002 г. цена 1 л. молока на рынке 7,8 руб., а во II квартале – 8,5 руб., то i p = 87,,58 =1,09 или 109 %, т. е. цена на молоко повыси-

лась на 9 %, это разность (109 – 100).

Методика расчёта общих индексов сложнее, чем индивидуальных, и различна в зависимости от характера индексируемых показателей, наличия исходных данных и целей исследования.

Любые общие индексы могут быть построены двумя способами: как агрегатные и как средние из индивидуальных. Последние в свою очередь делятся на средние арифметические и средние гармонические. Агрегатные индексы качественных показателей могут быть рассчитаны как индексы переменного состава и индексы постоянного (фиксированного) состава. В индексах переменного состава сопоставляются показатели, рассчитанные на базе изменяю-

49

щихся структур явлений, а в индексах постоянного состава – на базе неизменной структуры явлений.

Агрегатный индекс является основной формой индекса. “Агрегатным” он называется потому, что его числитель и знаменатель представляют собой набор – “агрегат” (от латинского aggregatus – складываемый, суммируемый) непосредственно несоизмеримых и не поддающихся суммированию элементов – сумму произведений двух величин, одна из которых меняется (индексируется), а другая – остаётся неизменной в числителе и знаменателе (вес индекса). Вес индекса служит для соизмерения индексируемых величин.

6.2. ОБЩИЕ ИНДЕКСЫ КОЛИЧЕСТВЕННЫХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ

Типичным индексом количественных показателей является индекс физического объёма (иногда называют “индекс объёма”). Сложность при построении этого индекса заключается в том, что объёмы разных видов продукции и товаров в натуральном выражении несоизмеримы и непосредственно суммироваться не могут. Нельзя, например, складывать килограммы хлеба с литрами молока, метрами ткани и парами обуви. Экономически бессмысленно непосредственно суммировать килограммы мяса и рыбы, так как полученный результат в прямом смысле не являлся бы “ни рыбой, ни мясом”. Причиной несоизмеримости является неоднородность – различие натуральной формы и свойств.

В связи с этим для разнородных продуктов или товаров сводный индекс физического объёма (количества) нельзя построить и вычислить как отноше-

ние простых сумм ∑q1 .

∑q0

Здесь требуется использование специальных приёмов индексного метода. Единство различных видов продукции или разных товаров состоит в том, что они являются продуктами общественного труда, имеют определённую стоимость и её денежный соизмеритель – цену p. Каждый продукт имеет также себестоимость z и трудоёмкость t. Эти качественные показатели и могут быть использованы в качестве общей меры – коэффициента соизмерения разнородных продуктов. Умножая объём продукции каждого вида q на соответствующую цену, себестоимость, трудоёмкость единицы продукции, получают

сравниваемые показатели, которые можно суммировать ( qp, qz, qt =T ).

Показатели p, z, t, связанные с индексируемыми величинами, принято называть весами индексов, а умножение на них – взвешиванием.

Стоимость продукции представляет собой произведение количества продукции в натуральном выражении q на цену единицы продукции p.

Отношение стоимости продукции текущего периода ∑q1 p1 к стоимости продукции базисного периода ∑q0 p0 представляет собой агрегатный индекс стоимости продукции или товарооборота:

50

I pq =	∑q1 p1
			.	(6.1)
	∑q p
	0	0

Этот индекс показывает, во сколько раз возросла (уменьшилась) стоимость продукции (товарооборота) отчётного периода по сравнению с базисным, или сколько процентов составляет рост (снижение) стоимости продукции.

Если из индекса стоимости продукции вычесть 100 %, то разность ( I pq −100 ) покажет, на сколько процентов изменилась стоимость продукции в

отчётном периоде по сравнению с базисным. Разность числителя и знаменателя формулы (6.1)

∑ pq = ∑ p1q1 −∑ p0q0

показывает, на сколько денежных единиц (рублей) изменилась стоимость продукции в текущем периоде по сравнению с базисным.

С помощью агрегатных индексов можно рассчитать не только относительное изменение изучаемого явления, но и разложить абсолютный прирост результативного показателя по факторам. Например,

∑ pq = ∑ p pq + ∑ q pq ,

(6.2)

где ∑ pq – абсолютный прирост стоимости продукции;

∑ p pq – абсолютный прирост стоимости продукции, обусловленный изменением уровня цен на продукцию;

∑q pq – абсолютный прирост стоимости продукции, обусловленный из-

менением физического объёма продукции.

Значение индекса стоимости продукции (товарооборота) зависит от двух факторов: изменения количества продукции (объёмов) и цен.

Для того, чтобы индекс охарактеризовал изменение только одного фактора, нужно устранить (элиминировать) в формуле (6.1) влияние другого фактора, зафиксировав его как в числителе, так и в знаменателе на уровне одного и того же периода.

Так, если продукцию (товары) сравниваемых периодов оценивать по одним и тем же, например, базисным ценам p0 , то такой индекс отразит изме-

нение только одного фактора – индексируемого показателя q и будет представлять собой агрегатный индекс физического объёма продукции:

Iq =	∑q1 p0		,	(6.3)
	∑q p
	0	0

51

где q1, q0 – количество (объём) продукции в натуральном выражении в отчётном и базисном периодах соответственно; p0 – базисная (фиксированная)

цена единицы товара.

Индекс физического объёма продукции показывает, во сколько раз изменился физический объём продукции или сколько процентов составляет его рост (снижение) в отчётном периоде по сравнению с базисным периодом.

В числителе формулы (6.3) – условная стоимость произведённых в текущем периоде товаров в ценах базисного периода, а в знаменателе – фактическая стоимость товаров, произведённых в базисном периоде.

Разность числителя и знаменателя формулы (6.3)

∑	q pq = ∑q p	0	−∑q	0	p	0
	1

показывает, на сколько денежных единиц (рублей) изменилась стоимость продукции в результате роста (уменьшения) её объёма.

Прирост физического объёма товарооборота объясняется изменением количества проданных товаров.

Изменение цен на продукцию в отчётном периоде по сравнению с базисным не влияет на величину индекса.

Прирост физического объёма товарооборота объясняется изменением количества проданных товаров. При построении агрегатного индекса физического объёма произведённой на предприятии продукции в качестве весов мо-

жет быть использована себестоимость базисного периода z0 .

Проиллюстрируем расчёт агрегатного индекса физического объёма продукции на примере данных (табл. 6.1).

Индивидуальные (однотоварные) индексы показывают, что в отчётном периоде выпуск продукции А остался на уровне базисного периода, продукции Б – увеличился на 20 %, а выпуск продукции В снизился на 30%.

Таблица 6.1

Выработка продукции на предприятии в январе 2002 г.

Продукция,	Выработано продукции,			Цена за единицу,				q1
		тыс.			тыс. руб.		iq =
ед. изм.								q0
	q0		q1	p0		p1
А, т.	500		500	15		14	1,00
Б, м.	200		240	10		11	1,20
В, шт.	600		420	25		30	0,70

Для того, чтобы на основе данных табл. 6.1 об изменении выпуска отдельных видов продукции определить изменение выпуска всей продукции, используется общий индекс физического объёма продукции (см. формулу 6.3).

Iq =	∑q1 p0		=	500	15	+ 240 10	+420	25	=	20400	= 0,833, или 83,3%.
	∑q	p		500	15	+200 10	+600	25		24500
	0	0

52

Следовательно, физический объём всей продукции в отчётном периоде составляет 83,3 % от его уровня в базисном периоде, он снизился за это время на

16,7 %, т. е. ( 0,833 100 −100 ).

Вычитая из числителя знаменатель, находим абсолютный прирост (снижение) стоимости продукции в неизменных ценах, млн руб.:

∑	q pq =∑q p −∑q p =20400−24500=−4100, т.е. 4,1млрд руб.
	1	0	0	0

Следовательно, в отчётном периоде стоимость продукции уменьшилась в абсолютном выражении на 4,1 млрд руб. (только за счёт снижения на 16,7 % физического объёма производства продукции).

6.3. ОБЩИЕ ИНДЕКСЫ КАЧЕСТВЕННЫХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ

Каждый качественный показатель связан с тем или иным объёмным показателем, в расчёте на единицу которого он исчисляется. Так, с объёмом произведённой (проданной) продукции связаны такие качественные показатели, как цена p, себестоимость z и трудоёмкость t.

Рассмотрим принципы построения агрегатных индексов качественных показателей на примере индекса цен. Поскольку этот индекс характеризует изменение цен, индексируемой величиной в нём будет цена товара. Влияние количества проданных товаров должно быть устранено, а это возможно только в том случае, если количество продаваемых товаров неизменно в оба периода, т. е. количество товаров одного из периодов принято в качестве весов индекса. Вопрос о том, количество проданных товаров какого периода (текущего или базисного) следует взять в качестве весов при построении агрегатного индекса, решают исходя из сферы его применения. При построении индекса цен в сфере реализации в качестве весов индекса обычно берут количество товаров, проданных в текущем (отчётном) периоде. Таким образом, агрегатный индекс цен с отчётными весами, предложенный в 1874 г. немецким экономистом Г. Пааше, исчисляют:

I p =	∑ p1q1		,	(6.4)
	∑ p q
	0	1

где ∑ p1q1 – фактическаястоимостьтоваров(товарооборот) отчётногопериода; ∑ p0q1 – условная стоимость товаров, реализованных в отчётном периоде

по базисным ценам.

Рассчитанный по формуле (6.4) общий индекс цен показывает, во сколько раз возрос (уменьшился) в среднем уровень цен на массу товара, реализованную в отчётном периоде по сравнению с базисным периодом.

Если из значения индекса цен I p вычесть 100 %, то разность ( I p −100 )

покажет на сколько процентов в среднем возрос (уменьшился) за это время уровень цен на массу товаров, реализованную в отчётном периоде.

53

Разность числителя и знаменателя формулы (6.4)

∑	p pq = ∑ p q		−∑ p q
	1	1	0	1

показывает, на сколько денежных единиц (рублей) изменилась стоимость продукции в результате изменения цен на товары. Однако надо отметить, что указанный выбор весов при построении агрегатного индекса цен нельзя считать обязательным во всех случаях. В статистике многие задачи могут и должны решаться по–разному в зависимости от конкретной цели и особенностей исследования. Проиллюстрируем это следующими рассуждениями. Как известно, во время экономического кризиса резко растут цены. В результате ряд продуктов выпадает из потребления населения, особенно малообеспеченных. Допустим, что в условном базисном периоде в состав потребления вхо-

дило 30 наименований продуктов ( q0 = 30 ), а в текущем периоде – только 25 наименований ( q1 = 25 ). Очевидно, что при такой ситуации индекс цен, рассчитанный по q1 , неправильно отразит изменение цен на те продукты, кото-

рые выпали из потребления из–за чрезмерного повышения цен. Поэтому в подобных случаях более правильно отразит изменение цен индекс, построенный по продукции базисного периода (предложен в 1864 г. немецким экономистом Э. Ласпейресом):

I	p	=	∑ p1q0			.	(6.5)
			∑ p	q	0
			0

Итак, агрегатные индексы цен с текущими весами определяются по формуле (6.4), с базисными весами по формуле (6.5). Эти индексы не идентичны. Значения индексов цен Пааше и Ласпейреса для одних и тех же данных не совпадают, так как имеют различное экономическое содержание.

Индекс Пааше характеризует изменение цен отчётного периода по сравнению с базисным по товарам, реализованным в отчётном периоде, и фактическую экономию (перерасход) от изменения цен, т. е. индекс Пааше показывает, на сколько товары в отчётном периоде стали дороже (дешевле), чем в базисном. Экономическое содержание индекса Ласпейреса другое: он показывает, на сколько изменились цены в отчётном периоде по сравнению с базисным, но по той продукции, которая была реализована в базисном периоде, и экономию (перерасход), которую можно было бы получить от изменения цен, т. е. условную экономию (перерасход). Иначе говоря, индекс цен Ласпейреса показывает, во сколько раз товары базисного периода подорожали (подешевели) из–за изменения цен на них в отчётном периоде.

Индексы, рассчитанные по формулам (6.1, 6.3, 6.4), взаимосвязаны между собой:

I pq = Iq I p , или	∑ p1q1	=	∑q1 p0		∑ p1q1	.
	∑ p0q0
			∑q0 p0		∑ p0q1

54