WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 | 2 ||

«Московская финансово-промышленная академия Минашкин В.Г. ...»

-- [ Страница 3 ] --

Если экономическая теория подсказывает, что факторный признак должен иметь положительное значение, а он имеет знак минус, то необходимо проверить расчеты параметров уравнения регрессии. Такое явление чаще всего бывает в силу допущенных ошибок при решении.

Однако следует иметь ввиду, что когда рассматривается совокупное влияние факторов, то в силу наличия взаимосвязей между ними характер их влияния может меняться.

С целью расширения возможностей экономического анализа, используются частные коэффициенты эластичности, определяемые по формуле:

x i Эx = a i y (8.11) x i где - среднее значение соответствующего факторного признака;

y - среднее значение результативного признака;

a - коэффициент регрессии при соответствующем факторном признаке.

Коэффициент эластичности показывает на сколько процентов в среднем изменится значение результативного признака при изменении факторного признака на 1%.

xi Рассчитаем коэффициент эластичности (Э ) по исходным данным y x о зависимости между выручкой ( ), спросом по номиналу ( ) и x объемом продаж по номиналу ( ) корпоративных ценных бумаг одной из корпораций, приведенным в таблице 8.4.

a1 = -0,082 a2 = 0,879.

;

31,1 59,5 37, y = = 4,44 x1 = = 8,5;

x2 = = 5,41.

7 7 ;

x1 8,5 x2 5, Эx = a1 = -0,082 = -0,16;

Эx = a2 = 0,879 = 1,07.

1 y 4,44 y 4, Это значит, что при увеличении спроса по номиналу на ценные бумаги на 1%, выручка от их реализации снизится на 0,16%, а при увеличении объема продаж по номиналу на 1%, выручка увеличится на 1,07%.

Частный коэффициент детерминации:

dx = ryx xi i i (8.12) ryx i i где - парный коэффициент корреляции между результативным и - ым факторным признаком;

xi - соответствующий стандартизованный коэффициент = a1 xi x y уравнения множественной регрессии: (8.13) Частный коэффициент детерминации показывает на сколько i процентов вариация результативного признака объясняется вариацией - го признака, входящего в множественное уравнение регрессии.

По данным, приведенным в таблице 8.4 рассчитаем частный x коэффициент детерминации для фактора - спрос по номиналу на ценные бумаги:

yx1 - y x ryx = = a1 x x dx = ryx y x x1 y 1 ;

;

yx1 276,93 y 31, yx1 = = = 39,56 y = = = 4,44;

n 7 n ;

59, x x = = = 8,5;

n 146, = y2 -(y) = - (4,44) = 1,23;

y 539, = x12 - (x1)2 = - (8,5) = 4,82;

x = = 1,23 = 1, y y ;

x = 4,82 = 2, 39,56 - 4,44 8, ryx = = 0, 1,109 2, 2, x = -0,082 = -0, dx = 0,748(- 0,16) = -0,12.

1, ;

x Определим частный коэффициент детерминации для фактора - объем продаж ценных бумаг по номиналу:

dx = ryx = 0, x 2.

1, x = 0,9831,10 1,10.

x 1, ry x = 0,983;

= a2 = 0,879 = 1,10;

d 2 y x Полная экономическая интерпретация моделей регрессии позволяет выявить резервы развития и повышения деловой активности субъектов рыночной экономики.

8.6. Методы изучения связи качественных признаков При наличии соотношения между вариацией качественных признаков говорят об их ассоциации, взаимосвязанности. Для оценки связи в этом случае используют ряд показателей.

Коэффициент ассоциации и контингенции. Для определения тесноты связи двух качественных признаков, каждый из которых состоит только из двух групп, применяются коэффициенты ассоциации и контингенции.

Для их вычисления строится таблица, которая показывает связь между двумя явлениями, каждое из которых должно быть альтернативным, то есть состоящим из двух качественно отличных друг от друга значений признака (например, изделие годное или бракованное).

Таблица 8.8.

Таблица для вычисления коэффициентов ассоциации и контингенции a b a+b c d c+d a+c b+d a+b+c+d Коэффициенты вычисляются по формулам:

ad - bc K = a ad + bc ассоциации: (8.14) ad - bc K = k a + b b + d (a + c) c + d ( ) ( ) ( ) контингенции: (8.15) Коэффициент контингенции всегда меньше коэффициента,, ассоциации. Связь считается подтвержденной, если K a 05 или K k 03.

Пример. Исследуем связь между участием населения одного из городов в экологических акциях и уровнем его образования. Результаты обследования характеризуются следующими данными:

Таблица 8.9.

Зависимость участия населения города в экологических акциях от образовательного уровня Группы рабочих Числен- Из них ность участвую- не населения щих в участвующих города акциях в акциях Имеют среднее 100 78 образование Не имеют среднего 100 32 образования Итого 200 110 7868 - 3222 K = = = 0, a 7868 + 3222 7868 - 3222 5304 - K = = =, k 78 + 22 22 + 68 78 + 32 (32 + 68) ( ) ( ) ( ) Таким образом, связь между участием населения города в экологических акциях и его образовательным уровнем имеет место, но не столь существенна.

Когда каждый из качественных признаков состоит более чем из двух групп, то для определения тесноты связи возможно применение коэффициентов взаимной сопряженности Пирсона и Чупрова. Эти коэффициенты вычисляются по следующим формулам:

K = K = п K ( -1 K2 - ) ( ) 1+ ;

(8.16) где - показатель взаимной сопряженности;

- определяется как сумма отношений квадратов частот каждой клетки таблицы к произведению итоговых частот соответствующего столбца и строки. Вычитая из этой суммы «1», получим величину :

nxy =- nx ny ;

K - число значений (групп) первого признака;

K - число значений (групп) второго признака.

Чем ближе величина K п и Kч к 1, тем теснее связь.

Таблица 8.10.

Вспомогательная таблица для расчета коэффициента взаимной сопряженности у I II III Всего х nxy nx I nx II nx III ny ny ny Итого n nxy nxy ny nx 1+ = = ny nx Пример.

С помощью коэффициента взаимной сопряженности исследуем связь между себестоимостью продукции и накладными расходами на ее реализацию.

Таблица 8.11.

Зависимость между себестоимостью продукции и накладными расходами на ее реализацию Накладные Себестоимость Итого расходы Низкая Средняя Высокая Низкие 19 12 9 Средние 7 18 15 Высокие 4 10 26 Итого 30 40 50 192 122 92 72 182 152 42 102 + + + + + + 2 30 40 50 30 40 50 30 40 1+ = + + = 40 40 = 0,431+ 0,356 + 0,414 = 1, 2 1+ = 1,183 = ;

, 0183,, K == 0155 = 0,39 =,, п, ;

Kч=.

Связь слабая.

Особое значение для оценки связи имеет биссериальный коэффициент корреляции, который дает возможность оценить связь между качественным альтернативным и количественным варьирующим признаками. Данный коэффициент вычисляется по формуле:

y2 - y1 pq r = Z y (8.17) y2 y где и - средние в группах;

y - среднее квадратическое отклонение фактических значений признака от среднего уровня;

p - доля первой группы;

q - доля второй группы;

Z Z - табулированные (табличные) значения -распределения в p зависимости от.

Пример.

Распределение предприятий одной из отраслей промышленности по уровню дохода и источникам средств существования характеризуется следующими данными:

Таблица 8.12.

Зависимость уровня доходов сотрудников коммерческой структуры от уровня их образования Источник Уровень доходов, (млн.руб.) Всего средств 200- 300- 400- 500 300 400 500 250 350 450 Банковский 5 7 6 4 кредит 9 4 2 1 Собственные средства Итого 14 11 8 5 2505+3507+4506+5504 y1= = =390, 22 250 9 + 350 4 + 450 2 + 550 1 y1 = = = 318, 16 250 14 +350 11 +450 8 +550 5 yобщ= = =360, 38 Zтабл =0, = 104, ;

q, p = 058 =,, p = =, q = 042 Z 0,, ;

;

318,8 - 390, r = 0,61 = 0, 104,.

Величина биссериального коэффициента корреляции также подтверждает умеренную тесноту связи между изучаемыми признаками.

8.7. Ранговые коэффициенты связи В анализе социально-экономических явлений часто приходится прибегать к различным условным оценкам с помощью рангов, а взаимосвязь между отдельными признаками измерять с помощью непараметрических коэффициентов связи.

Ранжирование - это процедура упорядочения объектов изучения, которая выполняется на основе предпочтения. Ранг - это порядковый номер значений признака, расположенных в порядке возрастания или убывания их величин. Если значения признака имеют одинаковую количественную оценку, то ранг всех этих значений принимается равным средней арифметической из соответствующих номеров мест, которые они определяют. Данные ранги называются связными.

Среди непараметрических методов оценки тесноты связи xy наибольшее значение имеют ранговые коэффициенты Спирмена( ) и xy Кендалла ( ). Эти коэффициенты могут быть использованы для определения тесноты связи как между количественными, так и между качественными признаками (рейтинги, уровни образования, квалификации и т.п.).

Коэффициент корреляции рангов (коэффициент Спирмена) рассчитывается по формуле:

d i = 1 xy n(n2 -1) (8.18) di где - квадраты разности рангов;

n - число наблюдений (число пар рангов).

-1;

[ ].

Коэффициент Спирмена принимает значения в интервале Пример.

По данным о прибыли и объеме кредитных вложений коммерческих банков одного из регионов Российской Федерации на 01.01.2004 г. определить с помощью коэффициента Спирмена зависимость между этими признаками.

Таблица 8.13.

Расчет коэффициента Спирмена № Кредитные Прибыль, Ранги Разность рангов di банка вложения, млн.руб., Rx R di = Rx - Ry y млн. руб., Y X 1 2 3 8 9 10 1 2887 557 9 7 2 2 1710 605 1 9 -8 3 3010 628 10 10 0 4 2472 488 6 5 1 5 2535 418 7 3 4 6 1897 397 4 2 2 7 2783 501 8 6 2 8 1862 589 3 8 -5 9 1800 269 2 1 1 10 2003 437 5 4 1 Итого - - - - - 6120 = 1- = 1- =, x y 10 99 (связь слабая).

xy Ранговый коэффициент корреляции Кендалла ( ) также может использоваться для измерения взаимосвязи между качественными и количественными признаками, характеризующими однородные объекты и ранжированные по одному принципу. Расчет рангового коэффициента Кендалла осуществляется по формуле:

2S = n(n -1) (8.19) n где - число наблюдений;

S - сумма разностей между числом последовательностей и числом инверсий по второму признаку.

Расчет данного коэффициента выполняется в следующей последовательности:

1. Значения X ранжируются в порядке возрастания или убывания;

Y 2. Значения располагаются в порядке, соответствующем значениям X ;

Y 3. Для каждого ранга определяется число следующих за ним значений рангов, превышающих его величину. Суммируя таким образом P числа определяется величина, как мера соответствия последовательностей рангов по X и Y и учитывается со знаком (+);

Y 4. Для каждого ранга определяется число следующих за ним значений рангов, меньших его величины. Суммарная величина обозначается через Q и фиксируется со знаком (-);

5. Определяется сумма баллов по всем членам ряда.

В приведенном примере (таблица 8.11) P = 1+ 8 +1+ 6 + 4 + 3 + 3 + 2 +1 = Q = (-8) + 0 + (-6) + 0 + (-1) + (-1) + 0 + 0 + 0 = - Таким образом:

2(29 -16) = =, 10(10 -1) что свидетельствует о практическом отсутствии связи между рассматриваемыми признаками по данной совокупности коммерческих банков.

Как правило, коэффициент Кендалла меньше коэффициента Спирмена. При достаточно большом объеме совокупности значения данных коэффициентов имеют следующую зависимость:

= x y Связь между признаками признается статистически значимой, если значения коэффициентов ранговой корреляции Спирмена и Кендалла больше 0,5.

Для определения тесноты связи между произвольным числом ранжированных признаков применяется множественный коэффициент W ранговой корреляции (коэффициент конкордации), который вычисляется по формуле:

12S W = m2 (n3 - n) (8.19) m где - количество факторов n - число наблюдений S - отклонение суммы квадратов рангов от средней квадратов рангов.

Пример.

Определим тесноту связи между объемом реализованной продукции, прибылью и численностью работающих по 10 предприятиям отрасли.

Таблица 8.14.

Расчет коэффициента конкордации № Уставной Число Число Сумма Квад Rx R RZ y пред- капитал, выставлен- занятых на строк раты прия- млн. руб., ных акций, предприя- сумм тия X Y тиях, Z 1 3069 871 320 9 7 1 17 2 1720 945 326 1 9 2 12 3 4217 1578 333 10 10 3 23 4 2465 697 342 6 5 4 15 5 2740 631 351 7 3 5 15 6 1910 510 366 4 2 6 12 7 2928 830 379 8 6 7 21 8 1866 873 382 3 8 8 19 9 1815 482 402 2 1 9 12 10 2379 676 405 5 4 10 19 Итого - - - - - - 165 (165) S = 2863 - = 2863 - 2722,5 =140, 12S 12 140, W = = = 0, m2 (n3 - n) 9(1000 -10), что свидетельствует о слабой связи между рассматриваемыми признаками.

Ранговые коэффициенты Спирмена, Кендалла и конкордации имеют то преимущество, что с помощью их можно измерять и оценивать связи как между количественными так и между атрибутивными признаками, которые поддаются ранжированию.

Глава 9. Статистическое изучение динамики социально экономических явлений 9.1. Понятие о рядах динамики и их виды Процессы и явления социально-экономической жизни общества, являющиеся предметом изучения статистики, находятся в постоянном движении и изменении. Для того, чтобы выявить тенденции и закономерности социально-экономического развития явлений, статистика строит особые ряды статистических показателей, которые называются рядами динамики (иногда их называют временными рядами), то есть – это ряды изменяющихся во времени значений статистического показателя, расположенных в хронологическом порядке. В англоязычной литературе для временных рядов используется термин “time series”.

Ряды динамики получаются в результате сводки и обработки материалов периодического статистического наблюдения.

Повторяющиеся во времени (по отчетным периодам) значения одноименных показателей в ходе статистической сводки (гл.2) систематизируются в хронологической последовательности. Значения показателя, составляющие ряд динамики, называются уровнями ряда.

Каждый ряд динамики характеризуется двумя параметрами:

значениями времени и соответствующими им значениями уровней ряда.

Уровни ряда обычно обозначаются “yt”: y1, y2 и т.д. В качестве показателя времени в рядах динамики могут указываться отдельные периоды (сутки, месяцы, кварталы, годы и т.д.) времени или определенные моменты (даты). Время в рядах динамики обозначается через “t”.

Ряды динамики, как правило, представляют в виде таблицы или графически.

Ряды динамики могут быть классифицированы по следующим признакам:

• В зависимости от способа выражения уровней ряды динамики подразделяются на ряды абсолютных, относительных и средних величин. При этом ряды динамики абсолютных величин рассматриваются как исходные, а ряды относительных и средних величин - как производные.

Ряды динамики абсолютных величин наиболее полно характеризуют развитие процесса или явления, например, грузооборота транспорта, инвестиций в основной капитал, добычи топлива, уставного капитала коммерческих банков и т.д.

Ряды относительных величин могут характеризовать во времени темпы роста (или снижения) определенного показателя;

изменение удельного веса того или иного показателя в совокупности или изменение показателей интенсивности отдельных явлений, например, удельного веса приватизированных предприятий в той или иной отрасли;

производства продукции на душу населения;

структуры инвестиций в основной капитал по отраслям экономики, индекса потребительских цен и т.д.

Ряды динамики средних величин служат для характеристики изменения уровня явления, отнесенного к единице совокупности, например: данные о среднегодовой численности занятых в экономике;

о средней урожайности отдельных сельскохозяйственных культур, о средней заработной плате в отдельных отраслях и т.д.

• В зависимости от характера временного параметра ряды динамики делятся на моментные и интервальные.

Уровни моментных рядов динамики характеризуют явление по состоянию на определенный момент времени.

Пример. Моментный ряд динамики, характеризующий численность персонала строительной фирмы на 1-е число каждого месяца за первое полугодие 2004 г., представлен в таблице 9.1.

Таблица 9.1.

Дата 1.01 1.02 1.03 1.04 1.05 1. Численность 780 810 880 930 940 персонала, чел.

Следует помнить, что моментные ряды абсолютных величин нельзя суммировать. Бессмысленно, например, складывать численность персонала по состоянию на 1 января, 1 февраля и т.д. Полученная сумма ничего не выражает, так как в ней многократно повторяются одни и те же единицы совокупности.

Ряд, в котором уровни характеризуют результат, накопленный или вновь произведенный за определенный интервал времени, называется интервальным.

Пример. Интервальный ряд динамики, характеризующий динамику объема розничного товарооборота во всех каналах реализации в регионе, представлен в таблице 9.2.

Таблица 9.2.

Годы 2000 2001 2002 2003 Товарооборот, млн.руб. 28,3 31,9 38,3 42,3 45, Важное аналитическое отличие моментных рядов от интервальных состоит в том, что сумма уровней интервального ряда вполне реальный показатель, например, общий объем розничного товарооборота за 2000 2004 г.г.

• В зависимости от расстояния между уровнями, ряды динамики подразделяются на ряды с равноотстоящими уровнями и неравноотстоящими уровнями во времени. Ряды динамики следующих друг за другом периодов или следующих через определенные промежутки дат называются равноотстоящими (табл. 9. и табл. 9.2). Если же в рядах даются прерывающиеся периоды или неравномерные промежутки между датами, то ряды называются не равноотстоящими (табл. 9.3).

Пример. Рядом динамики с не равноотстоящими уровнями во времени может служить объем экспорта продукции предприятия, представленный в таблице 9.3.

Таблица 9.3.

Годы 1993 1996 1998 2000 Объем 1110 1220 1320 1450 экспорта, млн.долл.

• По числу показателей можно выделить изолированные (одномерные) и комплексные (многомерные) ряды динамики. Если ведется анализ во времени одного показателя ряда, то ряд динамики изолированный (например, данные о производстве газа по годам). В многомерном ряду представлена динамика нескольких показателей, характеризующих одно явление.

9.2. Сопоставимость уровней и смыкание рядов динамики Важнейшим условием правильного построения рядов динамики является сопоставимость всех входящих в него уровней. Данное условие решается либо в процессе сбора и обработки данных, либо путем их пересчета.

Рассмотрим основные причины несопоставимости уровней ряда динамики.

Несопоставимость уровней ряда может возникнуть вследствие изменения единиц измерения и единиц счета. Нельзя сравнивать и анализировать цифры о производстве тканей, если за одни годы оно дано в погонных метрах, а за другие – в квадратных метрах.

На сопоставимость уровней ряда динамики непосредственно влияет методология учета или расчета показателей. Например, если в одни годы среднюю урожайность считали с засеянной площади, а в другие – с убранной, то такие уровни будут несопоставимы.

В процессе развития во времени, прежде всего, происходят количественные изменения явлений, а затем на определенных ступенях совершаются качественные скачки, приводящие к изменению закономерностей явления. Поэтому научный подход к изучению рядов динамики заключается в том, чтобы ряды, охватывающие большие периоды времени, разделять на такие, которые бы объединяли лишь однокачественные периоды развития совокупности, характеризующейся одной закономерностью развития.

Процесс выделения однородных этапов развития рядов динамики носит название периодизации динамики. Вопрос о том, какие этапы развития прошло то или иное явление за определенный исторический отрезок времени, решается теорией той науки, к области которой относится изучаемая совокупность явлений.

Важно также, чтобы в ряду динамики интервалы или моменты, по которым определены уровни, имели одинаковый экономический смысл. Скажем, при изучении роста поголовья скота бессмысленно сравнивать цифры поголовья по состоянию на 1 октября с данными января, так как первая цифра включает не только скот, оставшийся на зимовку, но и предназначенный к убою, а вторая цифра включает только скот, оставленный на зимовку.

Уровни ряда динамики могут оказаться несопоставимыми по кругу охватываемых объектов вследствие перехода ряда объектов из одного подчинения в другое.

Несопоставимость уровней ряда может возникнуть вследствие изменений территориальных границ областей, районов и так далее.

Следовательно, прежде чем анализировать динамический ряд, надо, исходя из цели исследования, убедиться в сопоставимости уровней ряда и, если последняя отсутствует, добиться ее дополнительными расчетами. Для того, чтобы привести уровни ряда динамики к сопоставимому виду, иногда приходится прибегать к приему, который носит название смыкание рядов динамики. Под смыканием понимают объединение в один ряд (более длинный) двух или нескольких рядов динамики, уровни которых являются несопоставимыми. Для осуществления смыкания необходимо, чтобы для одного из периодов (переходного) имелись данные, исчисленные по разной методологии (или в разных границах).

Пример. Предположим, что в N-ом регионе имеются данные об общем объеме оборота розничной торговли за 1999-2001гг. в фактически действующих ценах, а за 2001-2004гг. – в сопоставимых ценах (табл.

9.4.).

Таблица 9.4.

Динамика общего объема оборота розничной торговли Годы 1999 2000 2001 2002 2003 Оборот розничной торговли, млрд. руб.

(в фактически действующих ценах) 19,7 20 21,2 - - - Оборот розничной торговли, млрд. руб.

(в сопоставимых ценах) - - 22,8 24,6 25,2 26, Сомкнутый ряд абсолютных величин 21,3 21,5 22,8 24,6 25,2 26, (в сопоставимых ценах;

млрд. руб.) Сопоставимый ряд относительных 92,9 94,3 100 107,9 110,5 114, величин (в % к 2001 г.) Решение. Чтобы проанализировать динамику общего объема розничной торговли за 1999-2004 гг., необходимо сомкнуть (объединить) приведенные выше два ряда в один. А чтобы уровни нового ряда были сопоставимы, необходимо пересчитать данные 1999 2001 гг. в сопоставимые цены. Для этого на основе данных об объеме розничной торговли за 2001 г. в фактических и сопоставимых ценах находим соотношение между ними: 22,8:21,2 = 1,08. Умножая на полученный коэффициент данные за 1999-2001 гг., приводим их, таким образом, к сопоставимому виду с последующими уровнями. Сомкнутый (сопоставимый) ряд динамики показан в предпоследней строке таблицы 9.4.

Другой способ смыкания рядов заключается в том, что уровни года, в котором произошли изменения (в нашем примере – уровни г.), как до изменений, так и после изменений (для нашего примера – в фактических и сопоставимых ценах, т.е. 21,2 и 22,8) принимаются за 100%, а остальные пересчитываются в процентах по отношению к этим уровням соответственно (в нашем примере в фактических ценах – по отношению к 21,2, в сопоставимых ценах – к 22,8). В результате получаем сомкнутый ряд динамики, который показан в последней строке таблицы 9.4.

Та же проблема приведения к сопоставимому виду возникает и при параллельном анализе развития во времени экономических показателей отдельных стран, административных и территориальных районов. Это, во-первых, вопрос о сопоставимости цен сравниваемых стран, во-вторых, вопрос о сопоставимости методики расчета сравниваемых показателей. В таких случаях ряды динамики приводятся к одному основанию, то есть к одному и тому же периоду или моменту времени, уровень которого принимается за базу сравнения, а все остальные уровни выражаются в виде коэффициентов или в процентах по отношению к нему.

9.3. Аналитические показатели ряда динамики На практике для количественной оценки динамики явлений широко применяется ряд основных аналитических показателей. К таким показателям относятся: абсолютный прирост, темп роста и прироста, абсолютное значение одного процента прироста. При этом принято сравниваемый уровень называть отчетным, а уровень, с которым происходит сравнение – базисным.

Абсолютный прирост () характеризует размер увеличения (или уменьшения) уровня ряда за определенный промежуток времени. Он равен разности двух сравниваемых уровней и выражает абсолютную скорость роста. В общем случае абсолютный прирост может быть представлен в виде:

i = yi – yi-k, (9.1) где yi – текущий уровень ряда динамики;

i = 2,3,…,n;

k = 1,2,…,n-1.

При k = 1 от текущего уровня yi вычитается предыдущий уровень yi-1, и получается формула для расчета цепного абсолютного прироста:

ц = yi – yi-1 (9.2) При k = i-1 из формулы (9.1) вытекает выражение для базисного абсолютного прироста, определяемого относительно начального уровня ряда:

б = yi – y1 (9.3) Для записи формулы базисного абсолютного прироста в более общем виде уровень y1 в формуле (9.3) может быть заменен на уровень ряда динамики, принятый за базу сравнения – y0:

б = yi – y0 (9.4) Показатель интенсивности изменения уровня ряда – в зависимости от того, выражается ли он в виде коэффициента или в процентах, принято называть коэффициентом роста или темпом роста. Иными словами, коэффициент роста и темп роста представляют собой две формы выражения интенсивности изменения уровня. Разница между ними заключается только в единице измерения.

Коэффициент роста показывает, во сколько раз данный уровень ряда больше базисного уровня (если этот коэффициент больше единицы) или какую часть базисного уровня составляет уровень текущего периода за некоторый промежуток времени (если он меньше единицы).

Темпы роста характеризуют отношение двух сравниваемых уровней ряда в виде:

yi Tp = yi - k % (9.5) где yi – текущий уровень ряда динамики;

i = 2,3,…,n;

k = 1,2,…,n-1.

Отметим, что индекс уровня yi-k, находящийся в знаменателе, определяется так же, как и в случае абсолютного прироста.

Следовательно, из выражения формулы (9.6) в зависимости от значений индекса k получаются формулы для расчета цепных и базисных темпов роста.

Цепной темп роста будет равен:

yi Tpц = 100% yi - (9.6) Базисный темп роста может быть представлен в виде :

yi Tpб = 100% y (9.7) где y1 – уровень ряда динамики, принятый за базу сравнения.

Темп роста всегда число положительное. Если темп роста равен100%, то значение уровня не изменилось, если больше 100%, то значение уровня повысилось, а если меньше 100% - понизилось.

Темп прироста характеризует абсолютный прирост в относительных величинах. Определенный в процентах темп прироста показывает, на сколько процентов изменился сравниваемый уровень по отношению к уровню, принятому за базу сравнения. Темп прироста рассчитывается как отношение абсолютного прироста к уровню, принятому за базу сравнения:

yi - yi - k Тпр = 100% yi - k (9.8) где yi – текущий уровень ряда динамики;

i = 2,3,…,n;

k = 1,2,…,n-1.

Если темп роста всегда положительное число, то темп прироста может быть положительным, отрицательным и равным нулю.

При k = 1 получаем цепной темп прироста:

yi - yi - Тпрц = 100% yi - (9.9) Преобразовав выражение формулы (9.9), можно показать зависимость цепного темпа прироста от соответствующего темпа роста:

yi Tnpц = 100% -100% = Tрц -100% yi - (9.10) где Трц – цепной темп роста.

Базисный темп прироста равен отношению базисного абсолютного прироста к уровню ряда, принятому за базу сравнения:

yi - y Тпрб = 100% y (9.11) По аналогии с формулой (9.11) получаем:

yi Тпрб = 100% -100% = Трб -100% y (9.12) где Трб – базисный темп роста.

Сравнение абсолютного прироста и темпа прироста за одни и те же периоды времени показывает, что в реальных экономических процессах замедление темпов прироста не всегда сопровождается уменьшением абсолютных приростов. Поэтому на практике часто проводят сопоставление этих показателей. Для этого рассчитывают абсолютное значение одного процента прироста. Оно представляет собой одну сотую часть базисного уровня и в то же время – отношение абсолютного прироста к соответствующему темпу прироста:

ц yi - yi - 1 yi - % = = = = 0,01 yi - yi - yi - Тпрц у% yi - (9.13) Таким образом, базисные показатели динамики характеризуют окончательный результат всех изменений в уровнях ряда от периода, к которому относится базисный уровень, до данного (i-го) периода.

Цепные показатели динамики характеризуют интенсивность изменения уровня от периода к периоду (или от даты к дате) в пределах изучаемого промежутка времени (рис. 9.1).

Y0 Y1 Y2 Y3 Y4 Y Рис. 9.1. Построение цепных и базисных аналитических показателей динамики Пример. По данным о числе проданных квартир в N-ом регионе рассчитаем аналитические показатели ряда динамики (табл.9.5).

Таблица 9.5.

Динамика числа проданных квартир в N-ом регионе за 2000-2004 гг.

Число Абсолютный Темп прироста, Абсолютное Темп роста, % прирост, тыс. ед. % значение по сравне- по по по по по проданных сравне- сравне- одного нию с Годы сравне- сравне- сравне нию с нию с процента преды кваритир, преды- преды нию с нию с нию с прироста, дущим дущим дущим тыс.ед годом 2000 г. годом 2000 г. годом 2000 г. тыс.ед.

А 1 2 34567 2000 108 … - … 100,0 … - … 2001 107 -1 -1 99,1 99,1 -0,9 -0,9 1, 2002 110 +3 +2 102,8 101,9 +2,8 +1,9 1, 2003 111 +1 +3 100,9 102,8 +0,9 +2,8 1, Решение.

• Рассчитаем цепные и базисные абсолютные приросты (формулы 9.2 и 9.3):

Цепные: 01/00 = 107-108 = -1 тыс.ед.

02/01 = 110-107 = +3 тыс.ед.

и т.д. (см. табл. 9.5 гр.2) Базисные: 01/00 = 107-108 = -1 тыс.ед.

02/00 = 110 – 108 = +2 тыс.ед.

03/00 = 111-108 = +3 тыс.ед.

и т.д. (см. табл. 9.5 гр.3) • Рассчитаем цепные и базисные темпы роста (формулы 9.6 и 9.7):

Тр 01 00 = 100 = 99,1% Цепные:

Тр 02 01 = 100 = 102,8% и т.д. (см. табл. 9.5 гр.4) Тр 01 00 = 100 = 99,1% Базисные:

Тр 02 00 = 100 = 101,9% Тр 03 00 = 100 = 102,8% и т.д. (см. табл. 9.5 гр.5) • Рассчитаем цепные и базисные темпы прироста (формулы 9.10 и 9.12):

Цепные: Тпр01/00 = 99,1% - 100% = -0,9% Тпр02/01 = 102,8% - 100% = +2,8% и т.д. (см. табл. 9.5 гр.6) Базисные: Тпр01/00 = 99,1% - 100% = -0,9% Тпр02/00 = 101,9% - 100% = +1,9% Тпр03/00 = 102,8% - 100% = +2,8% и т.д. (см. табл. 9.5 гр.7) • Рассчитаем абсолютное значение одного процента прироста (формула 9.13):

|%|2001 = 108*0,01 = 1,08 тыс.ед.

|%|2002 = 107*0,01 = 1,07 тыс.ед.

и т.д. (см. табл. 9.5 гр.8) 9.4. Средние показатели в рядах динамики и методы их исчисления Каждый ряд динамики можно рассматривать как некую совокупность m меняющихся во времени показателей, которые можно обобщать в виде средних величин. Для обобщения данных по рядам динамики рассчитываются: средний уровень ряда;

средний абсолютный прирост;

средний темп роста и прироста.

y Средний уровень ряда динамики ( ) рассчитывается по средней хронологической. Средней хронологической называется средняя, исчисленная из значений, изменяющихся во времени. Такие средние обобщают хронологическую вариацию. В хронологической средней отражается совокупность тех условий, в которых развивалось изучаемое явление в данном промежутке времени.

Средний уровень ряда определяется по-разному для моментных и интервальных рядов.

• Для интервальных равноотстоящих рядов средней уровень находится по формуле простой средней арифметической:

n yi i= y = (9.14) n где n – число уровней или длина ряда.

• Для интервальных неравноотстоящих рядов средний уровень находится по формуле взвешенной средней арифметической:

n yiti i= y = (9.15) n ti i= где ti – продолжительность интервалов времени между уровнями (число периодов времени, при которых значение уровня не изменяется).

Пример. В таблице 9.7. приведен интервальный ряд динамики с равноотстоящими уровнями. По этим данным можно рассчитать среднегодовой уровень числа проданных квартир за 2000-2004 гг. Он y будет равен 347 тыс.ед. ( = 1735/5), то есть в среднем ежегодно число проданных квартир в регионе за 2000-2004 гг. составило полученное значение.

• Средний уровень моментного равноотстоящего ряда динамики находится по формуле средней хронологической простой:

y1 + y2 y2 + y3 y3 + y4 yn-1 + yn + + +... + 2 2 2 y = = n - y1 + yn n- y1 yn + yi + y2 + y3 +... + yn-1 + 2 2 i= = или y = n -1 n - (9.16) • Средний уровень моментных рядов динамики с неравноотстоящими уровнями определяется по формуле средней хронологической взвешенной:

(y1 + y2)t1 + (y2 + y3)t2 +... + (yn-1 + yn)tn- y = = 2(t1 + t2 +... + tn-1) n- + yi+1)ti (yi i= = n- ti i = (9.17) где t – продолжительность интервала времени между соседними уровнями.

Пример. Покажем расчет среднего уровня моментного ряда динамики с равноотстоящими уровнями по данным о численности работников фирмы на 1-е число каждого месяца 2004 г. (чел.):

1/I 1/II 1/III 1/IV 347 350 349 Среднемесячная численность работников фирмы за 1 квартал (по 347 2 + 350 + 349 + 351 2 y = = 349чел 3 формуле 9.16) составит:

Пример. Известна списочная численность рабочих организаций на некоторые даты 2004 г. (чел.). Ряд динамики имеет не равноотстоящие уровни во времени:

1/I 1/III 1/VI 1/IX 1/I- 530 570 520 430 Среднегодовая численность работников за 1994 г. (по формуле 9.17) составит:

(530 + 570)2 + (570 + 520)3 + (520 + 430)3 + (430 + 550)4 y = = = 510чел 2(2 + 3 + 3 + 4) Обобщающим показателем абсолютной скорости изменения явления во времени является средний абсолютный прирост за весь период, ограничивающий ряд динамики. Скоростью в данном случае будем называть прирост (уменьшение) в единицу времени. Для его определения используется формула средней арифметической простой:

ц = n - (9.18) Подставив в числитель выражение для цепных абсолютных приростов, получим более удобную форму записи для среднего абсолютного прироста:

y2 - y1 + y3 - y2 +... + (yn - yn - 1) yn - y = = n -1 n - (9.19) где yn и y1 - соответственно конечный и начальный уровни ряда динамики.

Пример. По данным таблицы 9.7 определим средний абсолютный прирост числа проданных квартир за период 2000-2004 гг. Он будет равен 1,0 тыс.ед. [(112-108) : 4].

Сводной обобщающей характеристикой интенсивности изменения уровней ряда динамики служит средний темп роста. Он показывает, сколько в среднем процентов последующий уровень составляет от предыдущего в течение всего периода наблюдения.

Средний темп (коэффициент) роста рассчитывается по формуле средней геометрической из цепных коэффициентов роста:

n- n- Tp = К2 /1К3/ 2...Кn / n-1 = ПКц (9.20) Выразив цепные коэффициенты (темпы) роста через соответствующие уровни ряда, получим:

y2 y3 y4 yn yn n-1 n- Tp = 100% = 100% y1 y2 y3 yn-1 y (9.21) Пример. По данным таблицы 9.7 рассчитаем средний темп роста числа проданных квартир за период 2000-2004 гг. по формуле 9.21:

4 Tp = 0,9911,028 1,009 1,009 = 1,037 = 1,009 или 100,9% Tp = = 1,037 = 1, или по формуле или 100,9% Когда приходится производить расчет средних темпов роста по периодам различной продолжительности (не равноотстоящие уровни), то используют среднюю геометрическую, взвешенную по продолжительности периодов. Формула средней геометрической взвешенной будет иметь вид:

t2 tn- t t Tp = (К2 /1) (К3 / 2 ).....(Кn / n-1) (9.22) где t – интервал времени, в течение которого сохраняется данный темп роста.

Средний темп прироста не может быть определен непосредственно на основании последовательных темпов прироста или показателей среднего абсолютного прироста. Для его вычисления необходимо сначала найти средний темп роста, а затем его уменьшить на единицу или на 100%:

Tnp = T p -100% (9.23) Пример. По данным таблицы 9.7 был рассчитан средний темп роста числа проданных квартир за 2000-2004 гг. равный 100,9%, отсюда средний темп прироста будет равен:

Tp = 100,9% -100% = 0,9%.

9.5. Методы анализа основной тенденции (тренда) в рядах динамики Важной задачей статистики при анализе рядов динамики является определение основной тенденции развития, присущей тому или иному ряду динамики.

Под основной тенденцией развития ряда динамики понимают изменение, определяющее общее направление развития. Это систематическая составляющая долговременного действия. В некоторых случаях общая тенденция ясно прослеживается в динамике рассматриваемого показателя, в других случаях она может не просматриваться из-за ощутимых случайных колебаний. Например, в отдельные моменты времени сильные колебания розничных цен могут заслонить наличие тенденции к росту или снижению этого показателя.

Поэтому для выявления основной тенденции развития в статистике применяются 2 группы методов:

• сглаживание или механическое выравнивание отдельных уровней ряда динамики с использованием фактических значений соседних уровней;

• выравнивание с применением кривой, проведенной между конкретными уровнями таким образом, чтобы она отражала тенденцию, присущую ряду и одновременно освободила его от незначительных колебаний.

Рассмотрим методы каждой группы.

Метод укрупнения интервалов основан на укрупнении периодов времени, к которым относятся уровни. Например, ряд недельных данных можно преобразовать в ряд помесячной динамики, ряд квартальных данных заменить годовыми уровнями. Уровни нового ряда могут быть получены путем суммирования уровней исходного ряда, либо могут представлять средние уровни.

Распространенным приемом при выявлении тенденции развития является сглаживание ряда динамики. Суть различных приемов сглаживания сводится к замене фактических уровней ряда расчетными уровнями, которые в меньшей степени подвержены колебаниям. Это способствует более четкому проявлению тенденции развития.

Метод простой скользящей средней. Сглаживание ряда динамики с помощью скользящей средней заключается в том, что вычисляется средний уровень из определенного числа первых по порядку уровней ряда, затем средний уровень из такого же числа уровней, начиная со второго, далее – начиная с третьего и т.д. Таким образом, при расчете средних уровней они как бы «скользят» по ряду динамики от его начала к концу, каждый раз отбрасывая один уровень вначале и добавляя один следующий. Отсюда название – скользящая средняя.

Каждое звено скользящей средней – это средний уровень за соответствующий период, который относится к середине выбранного периода, если число уровней ряда динамики нечетное.

Нахождение скользящей средней по четному числу членов рядов динамики несколько сложнее, так как средняя может быть отнесена только к середине между двумя датами, находящимся в середине интервала сглаживания. Например, средняя, найденная для четырех уровней, относится к середине между вторым и третьим, третьим и четвертым уровнями и так далее. Чтобы ликвидировать такой сдвиг, применяют так называемый способ центрирования. Центрирование заключается в нахождении средней из двух смежных скользящих средних для отнесения полученного уровня к определенной дате. При центрировании необходимо находить скользящие суммы, скользящие средние нецентрированные по этим суммам и средние из двух смежных нецентрированных скользящих средних.

Пример. Покажем расчет скользящей средней за 3 и 4 месяца по данным, представленным в таблице 9.6.

Таблица 9.6.

Динамика продажи магнитофонов в торговой сети за 2004 год Месяц Продано Трех- Трех- Четырех- Четырех- Четырех- магнито- уровневые уровневые уровневые уровневые уровневые фонов, скользящие скользящие скользящие скользящие скользящие тыс.шт. суммы средние суммы средние средние нецентри- центри рованные рованные А 1 2 3 4 5 январь 23 - - - февраль 25 - 23 - март 21 69 24 - 24, апрель 26 72 25 95 24, май 28 75 26 100 25, июнь 24 78 27 99 27, июль 29 81 27 107 27, август 28 81 29 109 28, сентябрь 30 87 29 111 29, октябрь 29 87 30 116 30, ноябрь 31 90 31 118 декабрь 33 93 - 123 Недостаток метода простой скользящей средней состоит в том, что сглаженный ряд динамики сокращается ввиду невозможности получить сглаженные уровни для начала и конца ряда. Этот недостаток устраняется применением метода аналитического выравнивания для анализа основной тенденции.

Аналитическое выравнивание предполагает представление уровней данного ряда динамики в виде функции времени – y = f(t).

При таком подходе изменение явления связывают лишь с течением времени, считается, что влияние других факторов несущественно или косвенно сказывается через фактор времени. Правильно построенная модель должна соответствовать характеру изменения тенденции исследуемого явления. Выбранная функция позволяет получить выровненные или теоретические значения уровней ряда динамики.

Для отображения основной тенденции развития явлений во времени применяются различные функции: полиномы разной степени, экспоненты, логистические кривые и другие виды.

Полиномы имеют следующий вид:

yt = a + a t 0 полином первой степени yt = a + a t + a t 0 1 полином второй степени (9.24) 2 yt = a + a t + a t + a t 0 1 2 полином третьей степени 2 n yt = a + a t + a t +...+a t 0 1 2 n полином n-ой степени Здесь a0;

a1;

a2;

… an – параметры полиномов, t – условное обозначение времени. В статистической практике параметры полиномов невысокой степени иногда имеют конкретную интерпретацию характеристик динамического ряда. Так, например, параметр a характеризует средние условия развития ряда динамики, параметр a1 – скорость роста, параметр a2 – ускорение роста, параметр а3 – изменение ускорения.

Оценка параметров в моделях (9.24) находится методом наименьших квадратов. Как известно, суть его состоит в определении таких параметров (коэффициентов), при которых сумма квадратов отклонений расчетных значений уровней от фактических значений была бы минимальной. Таким образом, эти оценки находятся в результате минимизации выражения:

n (yt - yt) min t= (9.25) yt где yt - фактическое значение уровня ряда динамики;

- расчетное значение;

n – длина ряда динамики.

В результате минимизации выражения (9.25) получается система нормальных уравнений:

na0 + a1 + a2 2 +... + ap p = y t t t a0 + a1 2 + a2 3 +... + ap p+1 = yt t t t t LLLLLLLLLLLLLLLLLLLLL a p p+1 p+2 2 p p yt 0t + a1t + a2t +... + apt = (9.26) где n - число членов в ряду динамики, t=1,2,...,n Система 9.26, состоящая из “р” уравнений, содержит в качестве p y, yt,...,yt, то есть суммы наблюдаемых известных величин значений уровней динамического ряда, умноженные на показатели времени в степени 1,2,...,р и неизвестных величин aj. Решение этой системы относительно a0, a1,...,ap и дает искомые значения параметров.

Системы для расчета параметров полиномов невысоких степеней намного проще. Обозначим последовательные параметры полиномов как а0, а1, а2. Тогда системы нормальных уравнений для оценивания параметров прямой yt = a 0 + a 1t примет вид:

na + a = 0 1 t y a + a1 2 = 0 t t yt (9.27) для параболы второго порядка (yt=a0+a1t+a2t2):

na + a1 + a = 0 t 2t y a + a1 2 + a = 0 t t t yt 2 3 a + a1 + a = 0 t t t yt (9.28) Составление нормальных уравнений можно упростить, воспользовавшись тем, что величины t, t2 и т.д. не зависят от конкретных уровней ряда. Эти суммы являются функциями только числа членов в динамическом ряду. Для них получены следующие формулы:

2 t = n(n +1) t = n(n +1)(2n +1) t = n2(n +1) 2 6 ;

;

;

t = n(n +1)(2n +1)(3n2 + 3n -1) (суммирование по t = 1+n).

Другой подход к упрощению расчетов заключается в переносе начала координат в середину ряда динамики. В этом случае упрощаются сами нормальные уравнения, а так же уменьшаются абсолютные значения величин, участвующих в расчете. Если до переноса начала координат t было равно 1,2,3,...,n, то после переноса:

• для нечетного числа уровней ряда t = …;

-3;

-2;

-1;

0;

1;

2;

3;

… • для четного числа уровней ряда t = …;

-5;

-3;

-1;

1;

3;

5;

… Следовательно, t и все tp, у которых “р” - нечетное число, равны 0. Таким образом, все члены уравнений, содержащие t с такими степенями, могут быть исключены. Системы нормальных уравнений теперь упрощаются для прямой:

a n = y a0 1t = ty (9.29) для параболы второго порядка:

a0n + a2 2 = y t a1 2 = t ty a0 2 + a2 4 = 2 y t t t (9.30) Решая системы (9.29) и (9.30), получим величины параметров соответствующих полиномов.

При сглаживании ряда динамики по показательной кривой (yt=a0a1t) для определения параметров применяется также метод наименьших квадратов, но только к логарифмам исходных данных. Так, для нахождения параметров показательной функции необходимо решить следующую систему уравнений:

lg y = nlg a0 + lga1t t lg y = nlg a0t + lg a1t (9.31) t = 0, то параметры уравнения lg a0 и lg a1 находим по Если формулам:

lg y lg a1 = t lg y lga0 = t.

n ;

Пример. Необходимо определить основную тенденцию ряда динамики числа проданных квартир в N-ом регионе за 2000-2004 гг.

Таблица 9.7.

Таблица исходных и расчетных данных Число yt t t2 yt Годы проданных квартир, тыс.ед.

A 1 2 3 4 2000 108 -2 4 -216 107, 2001 107 -1 1 -107 108, 2002 110 0 0 0 109, 2003 111 +1 1 +111 110, 2004 112 +2 4 +224 112, Итого 548 0 10 +12 548, Первые две графы – ряд динамики, подвергаемый выравниванию, дополняются графой 2, в которой показана система отсчета времени “t”.

Причем эта система выбирается таким образом, чтобы t = 0. В качестве yt = a + a t 0 функции выравнивания выбрано уравнение прямой линии:, параметры данного уравнения находим по упрощенным формулам:

y a0 = n ty a1 = t Затем в графах 3 и 4 проводим необходимые расчеты и находим:

548 a0 = = 109,6 a1 = = 1, 5 y = 548;

yt = 12;

t2 = 10. Отсюда ;

.

yt Уравнение прямой будет иметь вид: = 109,6 + 1,2 t.

На основе этого уравнения находятся выровненные годовые уровни путем подстановки в него соответствующих значений “t” (графа 5 таблицы 9.7).

Полученное уравнение показывает, что численность проданных квартир в регионе растет в среднем на 1,2 тысяч единиц в год. Таким образом, величина параметра а1 в уравнении прямой показывает среднюю величину абсолютного прироста выровненного ряда динамики.

yi Сумма уровней эмпирического ряда ( ) полностью совпала с yе суммой расчетных значений выровненного ряда ( ).

Результаты произведенного аналитического выравнивания ряда динамики проданных квартир за 2000-2004 гг. и фактические данные отражены на рисунке 9. 109 y y 2000 2001 2002 2003 годы Рис. 9.2. Динамика численности проданных квартир в N-ом регионе за 2000-2004 гг.

тыс.

единиц 9.6. Методы выявления сезонной компоненты При рассмотрении квартальных или месячных данных многих социально-экономических явлений часто обнаруживаются определенные, постоянно повторяющиеся колебания, которые существенно не изменяются за длительный период времени. Они являются результатом влияния природно-климатических условий, общих экономических факторов, а также ряда многочисленных разнообразных факторов, которые частично являются регулируемыми. В статистике периодические колебания, которые имеют определенный и постоянный период, равный годовому промежутку, носят название «сезонных колебаний» или «сезонных волн», а динамический ряд в этом случае называют тренд-сезонным, или просто сезонным рядом динамики.

Сезонные колебания характеризуются специальным показателями, которые называются индексами сезонности (Is). Совокупность этих показателей отражает сезонную волну. Индексами сезонности являются процентные отношения фактических внутригодовых уровней к постоянной или переменной средней.

Для выявления сезонных колебаний обычно берут данные за несколько лет, распределенные по месяцам или кварталам. Данные за несколько лет (обычно не менее трех) берутся для того, чтобы выявить устойчивую сезонную волну, на которой не отражались бы случайные условия одного года.

Если ряд динамики не содержит ярко выраженной тенденции в развитии, то индексы сезонности вычисляются непосредственно по фактическим данным без их предварительного выравнивания.

Для каждого месяца определяется средняя величина уровня, например, за три года (уi ), затем из них рассчитывается среднемесячный уровень для всего ряда (у ) и в заключение определяется процентное отношение средних для каждого месяца к общему среднемесячному уровню ряда, то есть:

yi IS = 100% y (9.32) Пример. За 2002-2004гг. по месяцам имеются данные о числе зарегистрированных браков населением N-го города. Рассчитать индексы сезонности методом постоянной средней (табл. 9.8).

Рассчитанные индексы сезонности характеризуют сезонную волну числа зарегистрированных браков населения во внутригодовой динамике, где пик регистрации приходится на январь месяц.

Таблица 9.8.

Динамика зарегистрированных браков населения N-го города за 2002-2004 гг.

Месяцы Зарегистрировано браков, шт. Индекс 2002 2003 2004 В среднем сезонности за три % года январь 190 155 145 163,3 120, февраль 165 140 135 146,7 108, март 150 153 135 146,0 107, апрель 135 140 146 140,3 103, май 135 136 131 134,0 99, июнь 123 130 136 129,7 95, июль 125 128 125 126,0 93, август 120 125 124 123,0 90, сентябрь 118 118 120 118,7 87, октябрь 126 130 128 128,0 94, ноябрь 130 131 135 132,0 97, декабрь 138 131 139 136,0 100, Средний уровень 137,9 134,8 133,3 135,3 100, ряда Если же ряд динамики содержит определенную тенденцию в развитии, то прежде чем вычислить сезонную волну, фактические данные должны быть обработаны так, чтобы была выявлена общая тенденция. Обычно для этого прибегают к аналитическому выравниванию ряда динамики.

При использовании способа аналитического выравнивания ход вычислений индексов сезонности следующий:

- по соответствующему полиному вычисляются для каждого месяца (квартала) выровненные уровни на момент времени (t);

- вычисляются отношения фактических месячных (квартальных) данных (yi) к соответствующим выровненным данным (y t) в процентах [Is = (yi : yt ) 100];

- находятся средние арифметические из процентных отношений, рассчитанных по одноименным периодам Ii=(I1+I2+I3+...+In):n, где n - число одноименных периодов.

В общем виде формулу расчета индекса сезонности данным способом можно записать так:

yi IS = : n 100% yt (9.33) Расчет заканчивается проверкой правильности вычислений индексов, так как средний индекс сезонности для всех месяцев (кварталов) должен быть 100 процентов, то сумма полученных индексов по месячным данным равна 1200, а сумма по четырем кварталам - 400.

9.7. Элементы прогнозирования и интерполяции Анализ динамики социально-экономических явлений, выявление и характеристика основной тенденции развития дают основание для прогнозирования - определения будущих размеров уровня экономического явления.

Процесс прогнозирования предполагает, что закономерность развития, действующая в прошлом (внутри ряда динамики), сохранится и в прогнозируемом будущем, то есть прогноз основан на экстраполяции. Экстраполяция, проводимая в будущее, называется перспективой, и в прошлое - ретроспективой. Обычно, говоря об экстраполяции рядов динамики, подразумевают чаще всего перспективную экстраполяцию. Первоначальные прогнозы, как правило, сводятся к экстраполяции тенденции. При этом могут использоваться разные методы, в зависимости от исходной информации. Можно выделить следующие элементарные методы экстраполяции: на основе среднего абсолютного прироста, среднего темпа роста и экстраполяция на основе применения метода наименьших квадратов и представления развития явлений во времени в виде уравнения тренда, т.е.

математической функции уровней ряда (y) от фактора времени (t).

Прогнозирование по среднему абсолютному приросту может быть выполнено в том случае, если есть уверенность считать общую тенденцию линейной, то есть метод основан на предположении о равномерном изменении уровня (под равномерностью понимается стабильность абсолютных приростов).

В этом случае, чтобы получить прогноз на “i” шагов вперед (i – период упреждения), достаточно воспользоваться следующей формулой:

y n + 1 = yn + i (9.34) где yn – фактическое значение в последней n-ой точке ряда (конечный y n + уровень ряда);

- прогнозная оценка значения (n+1) уровня ряда;

- значение среднего абсолютного прироста, рассчитанное для ряда динамики y1;

y2;

y3;

…;

yn.

Прогнозирование по среднему темпу роста можно осуществлять в случае, когда есть основание считать, что общая тенденция ряда характеризуется показательной (экспоненциальной) кривой. Для нахождения прогнозного значения на “i” шагов вперед необходимо использовать следующую формулу:

i y n + 1 = yn K p (9.35) K p где - средний коэффициент роста, рассчитанный для ряда y1;

y2;

y3;

…;

yn.

К недостаткам рассмотренных методов следует отнести то, что они учитывают лишь конечный и начальный уровень ряда, исключая влияние промежуточных уровней. Тем не менее, методы среднего абсолютного прироста и среднего темпа роста имеют весьма широкую область применения, что объясняется простотой их вычисления. Они могут быть использованы как приближенные, простейшие способы прогнозирования, предшествующие более глубокому количественно качественному анализу.

Наиболее распространенным методом прогнозирования является аналитическое выражение тренда. При этом для выхода за границы исследуемого периода достаточно продолжить значения независимой переменной времени (t).

При таком подходе к прогнозированию предполагается, что размер уровня, характеризирующего явление, формируется под воздействием множества факторов, причем не представляется возможным выделить отдельно их влияние. В связи с этим ход развития связывается не с какими-либо конкретными факторами, а с течением времени. На практике для описания тенденции развития явления широко используются модели кривых роста, представляющие собой различные функции времени y = f(t).

Процедура разработки прогноза с использованием кривых роста включает в себя следующие этапы: 1) выбор одной или нескольких кривых, форма которых соответствует характеру изменения ряда динамики;

2) оценка параметров выбранных кривых;

3) проверка адекватности выбранных кривых прогнозируемому процессу и окончательный выбор кривой роста;

4) расчет точечного и интервального прогнозов.

Остановимся на величине доверительного интервала прогноза, который определяется по формуле:

yt +1 ± t t (9.36) где - средняя квадратическая ошибка тренда;

yt + - расчетное значение уровня;

t - доверительная величина, определяемая на основе t-критерия Стьюдента.

Вместо t - критерия удобно использовать коэффициент (К*).

Например, необходимо провести прогноз на 2005-2006гг. по данным таблицы (9.5) количества проданных квартир в N-ом регионе.

Для экстраполяции используем уравнение тренда, полученное по yt = 39,7 + 0,25t прямой:. Подставив соответствующее значение t в наше уравнение, получим точечные прогнозы на 2005-2006гг. (графа таблицы 9.9). Для построения интервальных прогнозов рассчитаем среднеквадратическую ошибку тренда (t=0,56) и используем значения К1).

Результаты прогноза представлены в таблице (9.9):

Таблица 9.9.

Прогнозные значения численности проданных квартир в N-ом регионе на 2005-2006гг.

€ yn+1 ± K * Годы t K tK* y n + A 1 2 3 4 2005 3 113,2 2,374 1,33 111,9-114, 2006 4 114,4 2,741 1,53 112,9-115, При анализе рядов динамики иногда приходится прибегать к определению некоторых неизвестных уровней внутри данного ряда динамики, то есть к интерполяции.

Как и экстраполяция, интерполяция может производится на основе среднего абсолютного прироста, среднего темпа роста, а также с помощью аналитического выравнивания. При интерполяции предполагается, что ни выявленная тенденция, ни ее характер не претерпели существенных изменений в том промежутке времени, уровень (уровни) которого нам неизвестны.

Значения К* взяты из книги Е.М. Четыркина «Статистические методы прогнозирования». М., г., стр. Глава 10. Статистический анализ структуры 10.1. Понятие структуры и основные направления ее исследования Изучаемые статистикой процессы и явления в сфере промышленного или сельскохозяйственного производства, финансов, коммерции, демографии, в социальной и политической областях, как правило, характеризуются внутренней структурой, которая с течением времени может изменяться. Динамика структуры вызывает изменение внутреннего содержания исследуемых объектов и их экономической интерпретации, приводит к изменению установившихся причинно следственных связей. Именно поэтому изучение структуры и структурных сдвигов занимает важное место в экономико статистическом анализе.

В статистике под структурой понимают совокупность элементов социально-экономических явлений, обладающих определенной устойчивостью внутригрупповых связей при сохранении основных свойств, характеризующих эту совокупность как целое. В качестве примеров можно привести структуру населения региона по возрасту или уровню доходов, структуру предприятий отрасли по численности промышленно-производственного персонала или стоимости основных фондов и другие.

Классификация структур прежде всего предполагает их разделение на два основных вида по временному фактору. Моментные структуры характеризуют строение социально-экономических явлений по состоянию на определенные моменты времени и отображаются посредством моментных относительных показателей, как правило, на начало или на конец периода (например, структура парка транспортных средств). Интервальные структуры характеризуют строение социально экономических явлений за определенные периоды времени - дни, недели, месяцы, кварталы, годы (например, структура экспорта и импорта).

Статистика имеет дело как с фактическими, реально существующими структурами, так и со структурами перспективными, прогнозными, оптимальными и стандартизованными. Последние представляют собой какие-либо условные или фактические структуры, принятые в качестве эталонных для расчета и сравнения стандартизованных показателей. Например, для сравнения уровней рождаемости, смертности, заболеваемости и т.п. по двум или более регионам рассчитывают стандартизованные коэффициенты на основе некоторой стандартизованной структуры, в качестве которой может использоваться возрастная структура населения в целом по стране.

Основные направления статистического изучения структуры включают:

а) характеристику структурных сдвигов отдельных частей совокупности за два и более периодов;

б) обобщающую характеристику структурных сдвигов в целом по совокупности;

в) оценку степени концентрации и централизации.

Рассмотрим последовательно эти три направления исследования.

10.1.1. Частные показатели структурных сдвигов Анализ структуры и ее изменений базируется на относительных показателях структуры - долях или удельных весах, представляющих собой соотношения размеров частей и целого. При этом как частные, так и обобщающие показатели структурных сдвигов могут отражать либо «абсолютное» изменение структуры в процентных пунктах или долях единицы (кавычки показывают, что данные показатели являются абсолютными по методологии расчета, но не по единицам измерения), либо ее относительное изменение в процентах или коэффициентах.

«Абсолютный» прирост удельного веса i-ой части совокупности показывает, на сколько процентных пунктов возросла или уменьшилась данная структурная часть в j-ый период по сравнению с (j-1) периодом:, (10.1) Дd = di j - di j- i где dij - удельный вес (доля) i-ой части совокупности в j-ый период;

dij- - удельный вес (доля) i-ой части совокупности в (j-1)-ый период.

Знак прироста показывает направление изменения удельного веса данной структуры части («+» - увеличение, «-» - уменьшение), а его значение - конкретную величину этого изменения.

Темп роста удельного веса представляет собой отношение удельного веса i-ой части в j-ый период времени к удельному весу той же части в предшествующий период:

di j Tpd = 100 (10.2) i di j- Темпы роста удельного веса выражаются в процентах и всегда являются положительными величинами. Однако, если в совокупности Здесь и далее при исследовании моментных структур под периодами будут подразумеваться моменты времени.

имели место какие-либо структурные изменения, часть темпов роста будет больше 100%, а часть - меньше.

Рассчитаем частные показатели структурных сдвигов по данным о величине зарегистрированного уставного капитала действующих в РФ кредитных организаций (табл. 10.1.):

Таблица 10.1.

Группы Число Удельный вес, Прирост Темп роста кредитных кредитных в % к итогу удельного удельного организаций организаций веса, веса, % по величине проц.

1.01.00 1.01.03 1.01.00 1.01. Tpd i уставного пунктов капитала di0 d di i (млн.руб.) А 1 2 3 4 5(гр.4- 6(гр.4:гр.3) гр.3) до 10 595 294 44,1 22,1 -22,0 50, 10 -30 313 291 23,2 21,9 -1,3 94, 30 - 60 253 253 18,8 19,0 0,2 101, 60 – 150 93 198 6,9 14,9 8,0 215, 150-300 43 123 3,2 9,3 6,1 290, 300 и более 52 170 3,8 12,8 9,0 336, Итого 1349 1329 100,0 100,0 0 X Как следует из данных таблицы 10.1, наиболее существенно в «абсолютном» выражении изменился удельный вес кредитных организаций с уставным капиталом до 10 млн. руб. - снизился на процентных пункта. В относительном выражении наиболее сильно (почти в 3,4 раза) выросла доля кредитных организаций с уставным капиталом свыше 300 млн. руб.

Мы рассмотрели показатели структурных сдвигов за один интервал между двумя периодами. Если же изучаемая структура представлена данными за три и более периодов, появляется необходимость в динамическом осреднении приведенных выше показателей, т.е. в расчете средних показателей структурных сдвигов.

Средний «абсолютный» прирост удельного веса i-ой структурной части показывает, на сколько процентных пунктов в среднем за какой-либо период (день, неделю, месяц, год и т.п.) изменяется данная структурная часть:

di n - di Д = di, (10.3) n - где n - число осредняемых периодов.

Сумма средних «абсолютных» приростов удельных весов всех k структурных частей совокупности, также как и сумма их приростов за один временной интервал, должна быть равна нулю.

Средний темп роста удельного веса характеризует среднее относительное изменение удельного веса i-ой структурной части за n периодов, и рассчитывается по формуле средней геометрической:

n- T pd = Tpd i1 Tpd i 2 Tpd i 3...Tpd i n- i (10.4) Подкоренное выражение этой формулы представляет собой последовательное произведение цепных темпов роста удельного веса за все временные интервалы. После проведения несложных алгебраических преобразований данная формула примет следующий вид:

di n T pd = n-1 (10.5) i di Для иллюстрации этих формул воспользуемся приведенным выше примером (таблица 10.1). Рассчитаем средний годовой прирост (в данном случае - снижение) удельного веса кредитных организаций 1-ой группы (число уровней ряда n на рассматриваемом интервале равно 4 – 2000, 2001, 2002, 2003гг.):

22,1- 44, = = -7, d 4 - проц. пункта.

Таким образом можно заключить, что удельный вес кредитных организаций с маленьким уставным капиталом ежегодно снижался в среднем на 7,3 процентного пункта.

По последней группе определим средний месячный темп роста удельного веса:

12, T pd = 100 = 149,9% 3, Мы получили, что удельный вес кредитных организаций данной группы в среднем ежегодно возрастал почти в полтора раза.

При анализе структуры исследуемого объекта или явления за ряд периодов также можно определить средний удельный вес каждой i-ой части за весь рассматриваемый временной интервал. Однако для его расчета одних лишь относительных данных об удельных весах структурных частей недостаточно, необходимо располагать еще и информацией о размерах этих частей в абсолютном выражении.

Используя эти данные, средний удельный вес любой i-ой структурной части можно определить по формуле:

n xi j j= di = n k xi j j=1 i=, (10.6) xij где - величина i-ой структурной части в j- период времени в абсолютном выражении.

Проиллюстрируем эту формулу следующим примером. По итогам биржевых торгов на ММВБ корпоративными ценными бумагами определим средний удельный вес ценных бумаг каждого вида в общем объеме выручки от их реализации (табл. 10.2.):

Таблица 10.2.

Вид ценных бумаг Объем выручки от продажи 200 2001 2002 Итого Акции, млрд.руб. 472,0 707,5 1144,5 2324, (x1 j ) 93,1 92,4 90,5...

в % к итогу (d1 j ) Облигации, 35,1 58,1 120,0 213, j млрд.руб.(x2 ) 6,9 7,6 9,5...

в % к итогу (d2 j ) Всего, млрд.руб. 507,1 765,6 1264,5 2537, Определим средний удельный вес выручки от продажи акций в общем объеме выручки от реализации корпоративных ценных бумаг:

2324, d = 100 = 91,6% 2537,.

Рассчитаем средний удельный вес выручки от продажи облигаций:

213, d = 100 = 8,4% 2537,.

Итак, в 2000 – 2002 гг. на долю акций в среднем ежегодно приходилось 91,6% общего объема выручки от реализации корпоративных ценных бумаг, а на долю облигаций - только 8,4%.

Отметим, что если бы для расчета этих средних показателей мы воспользовались лишь исходными данными в процентах, результаты были бы иными – удельный вес выручки от продажи облигаций был бы заниженным.

10.1.2. Обобщающие показатели структурных сдвигов В отдельных случаях исследователю необходимо в целом оценить структурные изменения в изучаемом социально-экономическом явлении за определенный временной интервал, которые характеризуют подвижность, или наоборот, стабильность, устойчивость данной структуры. Как правило, это требуется для сравнения динамики одной и той же структуры в различные периоды или нескольких структур, относящихся к разным объектам. Во втором случае число структурных частей у разных объектов необязательно должно совпадать.

Среди применяемых для этой цели обобщающих показателей наиболее распространен линейный коэффициент «абсолютных» структурных сдвигов, представляющий собой сумму приростов удельных весов, взятых по модулю, деленную на число структурных частей:

k di j - di j- i= = d1-d k (10.7) Этот показатель отражает то среднее изменение удельного веса (в процентных пунктах), которое имело место за рассматриваемый временной интервал в целом по всем структурным частям совокупности.

Для решения данной задачи также применяют квадратический коэффициент «абсолютных» структурных сдвигов, который рассчитывается по формуле:

k (di j - di j-1 ) i= (10.8) у = d1-d k Линейный и квадратический коэффициенты «абсолютных» структурных сдвигов позволяют получить сводную оценку скорости изменения удельных весов отдельных частей совокупности. Для сводной характеристики интенсивности изменения удельных весов используется квадратический коэффициент относительных структурных сдвигов:

k - di j-1 ) (di j (10.9) у = d di j- d0 i= Данный показатель отражает тот средний относительный прирост удельного веса (в процентах), который наблюдался за рассматриваемый период.

По данным таблицы 10.3 рассчитаем обобщающие показатели структурных сдвигов.

Таблица 10.3.

Структура использования денежных доходов населения РФ в 1995 - 2001 гг.

N Направление Удельный вес, в п/п использова- % к итогу Расчетные графы ния доходов 2 1995 1988 di2 - di1 (di3 (di2 - di1) di3 - di2 - di2 ) di3 - di (di2 - di1) (di3 - di2 ) (di1 ) (di2 ) (di3 ) di di А Б 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 Покупка 70,4 77,6 78,6 7,2 51,84 0,74 1,0 1,00 0,01 8, товаров и оплата услуг 2 Оплата 5,8 6,1 9,2 0,3 0,09 0,02 3,1 9,61 1,58 3, обязательны х платежей и взносов 3 Накопления 5,4 2,5 4,1 2,9 8,41 1,56 1,6 2,56 1,02 1, сбережений во вкладах и ценных бумагах 4 Покупка 14,8 12,1 6,0 2,7 7,29 0,49 6,1 37,21 3,08 8, валюты 5 Прирост 3,6 1,7 2,1 1,9 3,61 1,00 0,4 0,16 0,09 1, денег на руках Все доходы 100,0 100,0 100,0 15,0 71,24 3,81 12,2 50,54 5,78 23, Для расчета линейного коэффициента «абсолютных» структурных сдвигов за первый период (с 1995 по 1998 гг.) и за второй период (с по 2001 гг.) соответственно воспользуемся данными итогов гр.4 и гр. таблицы 10.3:

I 15, = = 3, d1-d проц. пункта II 12, = = 2, d1-d проц. пункта Итак, с 1995г. по 1998г. удельный вес отдельных направлений использования доходов населения изменился в среднем на 3, процентного пункта. C 1998г. по 2001г. «абсолютные» структурные сдвиги несколько уменьшились. Этот вывод подтверждается квадратическими коэффициентами «абсолютных» структурных сдвигов (необходимые промежуточные расчеты выполнены в гр.5 и гр.8 таблицы 10.3):

71, I = = 3, d1-d проц. пункта, 50, II = = 3, d1-d проц. пункта.

Далее определим величину квадратических коэффициентов относительных структурных сдвигов, воспользовавшись итоговыми данными гр.6 и гр.9:

I = 3,81100 = 19,5% d d II = 5,78 100 = 24,0% d d Расчеты показывают, что в относительном выражении за первые три года удельный вес каждой статьи расходов в среднем изменился примерно на 1/5 своей величины;

в последующие три года относительные структурные сдвиги заметно усилились.

Для сводной оценки структурных изменений в исследуемой совокупности в целом за рассматриваемый временной интервал, охватывающий несколько недель, месяцев, кварталов или лет, наиболее удобным является линейный коэффициент «абсолютных» структурных сдвигов за n периодов:

k di n - di (n) i= (10.10) Дd -d0 = k(n - 1) Используя итоговые данные гр.10 таблицы 10.3 и учитывая, что n равно 7 годам, получим:

(n) 23, = = 0, d1-d 5 проц.пункта Таким образом, за рассматриваемый период среднегодовое изменение по всем направлениям использования доходов составило 0, процентного пункта.

Необходимо отметить, что последний показатель может использоваться как для сравнения динамики двух и более структур, так и для анализа динамики одной и той же структуры за разные по продолжительности периоды времени.

10.1.3. Показатели концентрации и централизации Одна из задач статистического анализа структуры заключается в определении степени концентрации изучаемого признака по единицам совокупности или в оценке неравномерности его распределения. Такая неравномерность может иметь место в распределении доходов по группам населения, жилой площади по группам семей, прибыли по группам предприятий и т.д. При исследовании неравномерности распределения изучаемого признака по территории понятие «концентрация» обычно заменяется понятием «локализация».

Оценка степени концентрации наиболее часто осуществляется по кривой концентрации (Лоренца) и рассчитываемым на ее основе характеристикам. Для этого необходимо иметь частотное распределение единиц исследуемой совокупности и взаимосвязанное с ним частотное распределение изучаемого признака. Для удобства вычислений и повышения аналитичности данных единицы совокупности, как правило, разбиваются на равные группы - 10 групп по 10% единиц в каждой, групп по 20% единиц и так далее.

Наиболее известным показателем концентрации является коэффициент Джини, обычно используемый как мера дифференциации или социального расслоения:

k k H G = 1 - 2 + dxi d, (10.11) dxi d yi yi i=1 i= где - доля i-ой группы в общем объеме совокупности;

dxi - доля i-ой группы в общем объеме признака;

d yi H d - накопленная доля i-ой группы в общем объеме признака yi Если доли выражены в процентах, данную формулу можно преобразовать:

для 10%-го распределения - k H G = 110 - 0,2 (10.12) d yi i= для 20%-го распределения - k H d G = 120 - 0,4 (10.13) yi i= Чем ближе к 1 (100%) значение данного признака, тем выше уровень концентрации;

при нуле мы имеем равномерное распределение признака по всем единицам совокупности.

Оценка степени концентрации также может быть получена на основе коэффициента Лоренца:

k dxi - d yi i= L = (10.14) При использовании данного коэффициента можно оперировать как долями единицы, так и процентами. Коэффициент Лоренца изменяется в тех же границах, что и коэффициент Джини.

Определим степень концентрации доходов населения по данным таблицы 10.4.:

Таблица 10.4.

Распределение доходов населения России в 2002г.

dхi dyi H dхi H dхi - dyi 20%-ные Объем dхi dyi dyi группы денежных населения доходов dyi % к итогу А 1 2 3 4 5 6 Первая (с наименьшими 5,6 0,056 0,2 0,0112 0,056 0,0112 0, доходами) Вторая 10,4 0,104 0,2 0,0208 0,160 0,032 0, Третья 15,4 0,154 0,2 0,0308 0,314 0,0628 0, Четвертая 22,8 0,228 0,2 0,0456 0,542 0,1084 0, Пятая (с наивысшими 45,8 0,458 0,2 0,0916 1,000 0,2000 0, доходами) Итого 100,0 1,0 1,0 0,2000 Х 0,4144 0, Для расчета коэффициента Джини воспользуемся итоговыми данными граф 4 и 6 таблицы 10.4 :

G = 1 - 2 0,4144 +0,2 = 0,371 или 37,1%.

Такой же результат мы получим, выполнив расчеты в процентах:

G = 120 - 0,4 (5,6 + 16,0 + 31,4 + 54,2 + 100,0) = 37,1%.

Второй способ расчета проще, однако, исходная формула незаменима в тех случаях, когда имеются неравные группы по объему совокупности (в нашем примере - по численности населения).

Для сравнения отметим, что наибольшей величины за последние годы коэффициент Джини, рассчитанный по данным о распределении общего объема денежных доходов населения РФ, достигал в 1999г. – 40,0%.

Используя данные графы 7 таблицы 10.4 определим коэффициент Лоренца:

0, L = = 0,286 или 28,6%.

Оба коэффициента указывают на относительно высокую степень концентрации доходов населения.

Если под концентрацией понимается степень неравномерности распределения изучаемого признака, не связанная ни с объемом совокупности, ни с численностью отдельных групп, то централизация означает сосредоточение объема признака у отдельных единиц (объема продукции данного вида на отдельных предприятиях, капитала в отдельных банках и т.п.). Обобщающий показатель централизации имеет следующий вид:

k IZ = mi M i=, (10.15) mi где - значение признака i-ой единицы совокупности;

M - объем признака всей совокупности.

Максимальное значение, равное 1, данный коэффициент достигает лишь в том случае, когда совокупность состоит только из одной единицы, обладающей всем объемом признака. Минимальное значение коэффициента приближается к нулю, но никогда его не достигает.

Рассмотрим следующий пример. Предположим, выпуск продукции А сконцентрирован на 5 предприятиях, расположенных в трех районах области (табл. 10.5.):

Таблица 10.5.

Район Число Объем производства, Доля одного предприя- млн.руб. предприятия тий в всего в среднем на 1 общем предприятие объеме (гр.2:гр.1) продукции, (гр.3: Итог гр.2) А 1 2 3 А 1 5374 5374 0, Б 1 1225 1225 0, В 3 2610 870 0, Итого 5 9209 Х Х Вычислим показатель централизации производства данного вида продукции:

I = 0,5842 + 0,1332 + 3 0,0942 = 0, z Рассчитанная величина свидетельствует о высокой степени централизации. Отметим, что аналитическая ценность показателей концентрации и централизации повышается при проведении сравнений во временном или территориальном аспектах.

Глава 11. Индексы 11.1. Общие понятия об индексах «Индекс» в переводе с латинского - указатель или показатель. В статистике индексом называют показатель относительного изменения данного уровня исследуемого явления по сравнению с другим его уровнем, принятым за базу сравнения. В качестве такой базы может быть использован или уровень за какой-либо прошлый период времени (динамический индекс), или уровень того же явления по другой территории (территориальный индекс). Индексы являются незаменимым инструментом исследования в тех случаях, когда необходимо сравнить во времени или пространстве две совокупности, элементы которых непосредственно суммировать нельзя.

В целом, индексный метод направлен на решение следующих задач:

1) характеристика общего изменения уровня сложного социально экономического явления;

2) анализ влияния каждого из факторов на изменение индексируемой величины путем элиминирования воздействия прочих факторов;

3) анализ влияния структурных сдвигов на изменение индексируемой величины.

В дальнейшем изложении индексного метода будут использоваться следующие общепринятые обозначения:

i - индивидуальный индекс;

I - сводный индекс;

p - цена;

q - количество;

1 - текущий период;

0 - базисный период.

Простейшим показателем, используемым в индексном анализе, является индивидуальный индекс, который характеризует изменение во времени экономических величин, относящихся к одному объекту:

p - индекс цены, ip = p p где - цена товара в текущем периоде;

p - цена товара в базисном периоде;

Изменение физической массы проданного товара в натуральном выражении измеряется индивидуальным индексом физического объема реализации:

q iq = q.

Изменение стоимостного объема товарооборота по данному товару отразится в значении индивидуального индекса товарооборота.

Для его расчета товарооборот текущего периода (произведение цены на количество проданного товара) сравнивается с товарооборотом предшествующего периода:

p1q ipq = p0q.

Данный индекс также может быть получен как произведение индивидуального индекса цены и индивидуального индекса физического объема реализации.

Индивидуальные индексы, в сущности, представляют собой относительные показатели динамики или темпы роста, и по данным за несколько периодов времени могут рассчитываться в цепной или базисной формах.

В отличие от индексов индивидуальных, сводные индексы позволяют обобщить показатели по нескольким товарам. Исходной формой сводного индекса является агрегатная форма.

Агрегатная форма индекса позволяет найти для разнородной совокупности такой общий показатель, в котором можно объединить все ее элементы. При анализе динамики цен индивидуальные цены различных товаров складывать неправомерно, но суммировать товарооборот по этим товарам вполне допустимо. В текущем периоде такой товарооборот по n товарам составит:

1 1 2 2 3 3 n n p1q1 + p1 q1 + p1 q1 +...+ p1 q1 = p1q Аналогично получим для базисного периода:

1 1 2 2 3 3 n n p0q0 + p0 q0 + p0 q0 +...+ p0 q0 = p0q Если мы сравним товарооборот в текущем периоде с его величиной в базисном периоде, то получим сводный индекс товарооборота:

p1q = pq p0q (11.1) Для иллюстрации этого и последующих индексов воспользуемся следующими условными данными (табл. 11.1.):

Таблица 11.1.

Цены и объем реализации трех товаров Январь Февраль Товар цена, продано, цена, продано, руб. тыс.шт. руб. тыс.шт.

А 20 9 22 Б 60 15 65 В 30 7 35 Рассчитаем индекс товарооборота:

22 8 + 65 13 + = = 1, pq 20 9 + 60 15 + 30 Рассчитанное значение индекса позволяет заключить, что товарооборот в целом по данной товарной группе в текущем периоде по сравнению с базисным возрос на 8,9% /108,9% - 100,0%/. Отметим, что размер товарной группы, единицы измерения товаров при расчете этого и последующих индексов значения не имеют.

Величина индекса товарооборота формируется под воздействием двух факторов – на нее оказывает влияние как изменение цен на товары, так и изменение объемов их реализации. Для того, чтобы оценить изменение только цен (индексируемой величины), необходимо количество проданных товаров (веса индекса) зафиксировать на каком либо постоянном уровне. При исследовании динамики таких показателей как цена и себестоимость физический объем реализации обычно фиксируют на уровне текущего периода. Таким способом получают сводный индекс цен (по методу Пааше):

1 1 2 2 n n p1q1 + p1 q1 +... + p1 q1 p1q = = p 1 2 2 n n p1q1 + p0 q1 +... + p0 q1 p0q (11.2) Для рассматриваемого примера получим:

22 8 + 65 13 + = = 1,107.

p 20 8 + 60 13 + 30 Таким образом, по данной товарной группе цены в феврале по сравнению с январем в среднем возросли на 10,7%. При построении данного индекса цена выступает в качестве индексируемой величины, а количество проданного товара - в качестве веса.

Рассмотрим сводный индекс цен более подробно. Числитель данного индекса содержит фактический товарооборот текущего периода. Знаменатель же представляет собой условную величину, показывающую каким был бы товарооборот в текущем периоде при условии сохранения цен на базисном уровне. Поэтому соотношение этих двух категорий и отражает имевшее место изменение цен.

Числитель и знаменатель сводного индекса цен также можно интерпретировать и по-другому. Числитель представляет собой сумму денег, фактически уплаченных покупателями за товары в текущем периоде. Знаменатель же показывает, какую сумму покупатели заплатили бы за те же товары, если бы цены не изменились. Разность числителя и знаменателя будет отражать величину экономии (если знак «-») или перерасхода («+») покупателей региона от изменения цен:

= p1q1 - p0q1 = 1406 -1270 = 136тыс.руб.

Необходимо отметить, что в статистической практике также используется сводный индекс цен, построенный по методу Ласпейреса, когда веса или объемы продаж фиксируются на уровне базисного, а не текущего периода:

p1q = p p0q (11.3) Третьим индексом в рассматриваемой индексной системе (включающий индекс цен, рассчитанный по методу Паше) является сводный индекс физического объема реализации. Он характеризует изменение количества проданных товаров не в денежных, а в физических единицах измерения. Весами в данном случае выступают цены, которые фиксируются на базисном уровне:

p q q = p q (11.4) В нашем случае индекс составит:

8 20 +13 60 +11 q = = 0, 9 20 +15 60 + 7 Физический объем реализации (товарооборота) сократился на 1,6% (98,4%-100,0%).

Между рассчитанными индексами существует следующая взаимосвязь:

q = p pq или 1,107 0,984 = 1, На основе данной взаимосвязи по значениям двух известных индексов всегда можно определить неизвестное значение третьего индекса.

11.2. Средние формы сводных индексов На практике при расчете индексов часть необходимой информации может отсутствовать или базироваться на результатах выборочных обследований. В подобных случаях вместо индексов в агрегатной форме удобнее использовать средние арифметические и средние гармонические индексы. Любой сводный индекс можно представить как среднюю взвешенную из индивидуальных индексов.

Однако при этом форму средней нужно выбрать таким образом, чтобы полученный средний индекс был тождественен исходному агрегатному индексу.

Предположим, мы располагаем данными о стоимости проданной продукции в текущем периоде и индивидуальными индексами цен, полученными, например, в результате выборочного наблюдения. Тогда при расчете сводного индекса цен по методу Пааше можно использовать следующую замену:

p0q1 = p1q ip В целом же сводный индекс цен в данном случае будет выражен в форме средней гармонической:

p1q = p p1q ip (11.5) Рассмотрим следующий условный пример (табл. 11.2.):

Таблица 11.2.

Данные о реализации и ценах по товарной группе Реализация в текущем Изменение цен в текущем Товар периоде, руб. периоде по сравнению с базисным, % А 44000 -1, Б 56000 +4, В 31000 +2, Последняя графа таблицы содержит информацию об изменениях индивидуальных индексов цен или их приростах. С учетом этих приростов несложно определить первоначальные значения индексов, которые по товарам А, Б и В соответственно составляют 0,987, 1,042 и 1,025.

Рассчитаем значение сводного индекса:

44000 + 56000 + = = 1,019.

p 44000 56000 + + 0,987 1,042 1, Произведенный расчет позволяет заключить, что цены по данной товарной группе в среднем возросли на 1,9%.

Мы получили значение сводного индекса цен в среднегармонической форме, соответствующее сводному индексу Пааше в агрегатной форме. Для получения значения, соответствующего индексу Ласпейреса, индекс цен необходимо представить в среднеарифметической форме. При этом используется следующая замена:

p1q0 = ip p0q С учетом этой замены сводный индекс цен в среднеарифметической форме можно представить следующим образом:

p0q ip = p p0q (11.6) Среднеарифметическая форма также может использоваться при расчете сводного индекса физического объема товарооборота. При этом производится замена:

q1 p0 = iqq0 p Тогда сводный индекс физического объема товарооборота имеет вид:

q0 p iq q = q p (11.7) Для иллюстрации этой формы расчета воспользуемся следующим примером (табл. 11.3.):

Таблица 11.3.

Данные о реализации трех товаров в натуральном и стоимостном выражении Стоимостной объем Изменение физического реализации в объема реализации в текущем Товар базисном периоде по сравнению с периоде, руб. базисным, % А 87000 +3, Б 54000 -12, В 73000 -8, Индивидуальные индексы физического объема соответственно будут равны 1,034;

0,880;

0,915. С учетом этого рассчитаем среднеарифметический индекс:

1,034 87000 + 0,880 54000 + 0,915 q = = 0,955.

87000 + 54000 + В результате расчета мы получили, что физический объем реализации товаров рассматриваемой товарной группы в среднем снизился на 4,5%.

11.3. Расчет сводных индексов за последовательные периоды На практике, как правило, расчет индексов не является разовой акцией. Индексы позволяют получать сводную оценку изучаемых процессов постоянно, месяц за месяцем, год за годом. Однако при этом для достижения сопоставимости они должны рассчитываться по единой методологии. Такая методология или схема расчета индексов за несколько последовательных временных периодов называется системой индексов.

В зависимости от информационной базы и целей исследования индексная система может строится по-разному. Рассмотрим некоторые варианты ее построения их на примере сводного индекса цен, рассчитываемого за n периодов.

Если сравнивать цены каждого периода с ценами периода предшествующего получаемая индексная система будет включать цепные индексы, отражающие изменение цен за каждый из периодов рассматриваемого временного интервала. При этом в качестве весов можно использовать объемы реализации каждого конкретного периода или же постоянные объемы какого-либо периода, принятого в качестве базисного. Тогда индексная система будет включать индексы, соответственно, с переменными или с постоянными весами. Цепные индексы цен с переменными весами имеют следующий вид:

p1q1 p2q2 p3q pnqn = ;

= ;

= ;

=.

p pn n- p0q1 p 21 p1q2 p 32 p2q3 pn-1qn....

При использовании постоянных весов система преобразуется:

p1q0 p2q0 p3q pnq = ;

= ;

= ;

=.

p pn n- p0q0 p 21 p1q0 p 32 p2q pn-1q...

Отметим, что использование постоянных весов более предпочтительно, так как рассчитываемые таким образом индексы мультипликативны, т.е. их можно последовательно перемножать и получать величину показателя за более продолжительный период. Так, например, располагая индексами цен за три последовательных месяца можно получить сводную оценку изменения цены в целом за квартал и т.п. Индексы с переменными весами такой возможности не предоставляют.

Если сравнивать цены каждого периода с ценами какого-либо базисного периода (как правило – начального) получаемая индексная система будет включать базисные индексы, отражающие изменение цен накопленным итогом, т.е. с начала рассматриваемого временного интервала. Например, изменение цен в январе по сравнению с декабрем предшествующего года, в феврале – по сравнению с тем же декабрем и т.д. При этом в качестве весов также можно использовать объемы реализации каждого конкретного периода или же постоянные объемы периода, принятого в качестве базисного. Система базисных индексов с переменными весами имеет следующий вид:

p1q1 p2q2 p3q pnqn = ;

= ;

= ;

=.

p pn p0q1 p 2 0 p0q2 p 30 p0q3 p0qn....

Базисные индексы цен с постоянными весами рассчитываются по формулам:

p1q0 p2q0 p3q pnq = ;

= ;

= ;

=.

p pn p0q0 p 2 0 p0q0 p 30 p0q0 p0q....

Отметим, что использование постоянных весов приводит базисные индексы, так же как и индексы цепные, к сопоставимому виду.

11.4. Индексный анализ влияния структурных изменений Индексы позволяют оценить динамику показателей, характеризующих разнородные в качественном отношении совокупности, как правило, товарные группы. Однако, даже если рассматриваемая совокупность однородна (товар или вид продукции одного вида) на величине результативного показателя будет отражаться влияние структурных изменений, например, изменений в структуре производства или реализации данного товара по территориям.

Рассмотрим случай, когда один товар или вид продукции реализуется или производится в нескольких местах (табл. 11.4.):

Таблица 11.4.

Данные о ценах и объемах реализации товара «X» в двух регионах Регион 2003 цена, продано, шт. цена, продано, шт тыс.руб. тыс.руб.

1 7 36000 8 2 5 12000 6 Проведем анализ изменения цен на данный товар. Из таблицы видно, что цена в каждом регионе возросла. Для сводной оценки этого роста воспользуемся средними показателями. Так как в данном случае реализуется один и тот же товар, вполне правомерно рассчитать его среднюю цену за июнь и за июль. Индекс цен переменного состава представляет собой соотношение средних значений за два рассматриваемые периода:

p1q1 p0q nc = : = p q q 8 10000 + 6 34000 7 36000 + 5 = : = 10000 + 34000 36000 + = 6,45 : 6,50 = 0,992.

(11.8) Рассчитанное значение индекса указывает на снижение средней цены данного товара на 0,8%, т.е. с 6,50 тыс. руб. до 6,45 тыс. руб. В то же время, из приведенной выше таблицы видно, что цена в каждом регионе в 2003 г. по сравнению с 2002 г. возросла. Данное несоответствие объясняется влиянием изменения структуры реализации товаров по регионам: в 2002 г. по более высокой цене продали товара втрое больше, а в 2003 г. ситуация принципиально изменилась (в данном условном примере для наглядности числа подобраны таким образом, чтобы это различие в структуре продаж было очевидным). Иными словами, на динамике средней цены данного товара отразились структурные сдвиги в рассматриваемой совокупности. Оценить воздействие этого фактора можно с помощью индекса структурных сдвигов:

p0q1 p0q стр = : = q1 q 7 10000 + 5 34000 7 36000 + 5 = : = 0, 44000 (11.9) Первая формула в этом индексе позволяет ответить на вопрос, какой была бы средняя цена в 2003 г., если бы цены в каждом регионе сохранились на уровне предыдущего года. Вторая часть формулы отражает фактическую среднюю цену 2002 г. В целом по полученному значению индекса мы можем сделать вывод, что за счет структурных сдвигов цены снизились на 16,1%.

Последним в данной системе является индекс цен фиксированного состава, который не учитывает влияние структуры:

p1q фс = = 1,183.

p p0q (11.10) Полученное значение индекса позволяет сделать вывод о том, что если бы структура реализации товара «Х» по регионам не изменилась, средняя цена возросла бы на 18,3%. Однако, влияние на среднюю цену фактора структурных изменений оказалось сильнее и в итоге цена даже несколько снизилась. Данное взаимодействие рассматриваемых факторов отражается в следующей взаимосвязи:

фс ст р = пс p p 1,183 0,839 = 0,992.

Аналогично строятся индексы структурных сдвигов, переменного и фиксированного состава для анализа изменения себестоимости, урожайности и других показателей.

Заключение Мы рассмотрели приемы сбора, обработки и анализа статистических данных, которые являются методологическим базисом любой статистической работы. В то же время, необходимо отметить, что статистическое наблюдение не является обязательным этапом статистического исследования. Во многих случаях экономист-аналитик имеет дело с материалом, полученным из баз данных, бюллетеней информационных агентств, статистических сборников и других источников. Тогда работа должна начинаться с проверки полноты и качества данных, их группировки, а при отсутствии необходимости в этих этапах - с расчета индивидуальных и обобщающих показателей.

Рассмотренные приемы и методы с успехом могут использоваться не только в практике статистического анализа. Статистическая методология исследования в настоящее время заняла прочные позиции во многих областях знания. Статистические формулы находят применение в макро- и микроэкономике, оценке бизнеса и недвижимости, финансовом анализе, техническом анализе товарных и финансовых рынков.

Более того, подвергающийся статистической обработке материал не обязательно должен относиться к экономической области. В большинстве случаев, описанные приемы и показатели будут работоспособны и эффективны при обобщении и анализе технической, биологической, медицинской, демографической и социологической информации.

Рассматриваемые в пособии методы в большинстве случаев иллюстрированы практическими примерами. Подобные вычисления при небольших объемах совокупности или коротких динамических рядах не очень трудоемки. При работе же с большими массивами статистической информации необходимо использовать прикладное программное обеспечение, существенно ускоряющее и упрощающее все расчеты.

Среди наиболее распространенных современных программных продуктов следует отметить пакеты Мезозавр, ОЛИМП, САНИ, Эвриста, STATISTICA, STATGRAPHICS и SPSS.

Литература 1. Елисеева И.И., Юзбашев М.М. Общая теория статистики:

Учебник / Под. ред. чл.-корр. РАН И.И.Елисеевой. - М.: Финансы и статистика, 2004.

2. Ефимова М.Р., Петрова Е.В., Румянцев В.Н. Общая теория статистики: Учебник. - М.: ИНФРА-М, 2004.

3. Общая теория статистики: Статистическая методология в изучении коммерческой деятельности: Учебник / Под ред. А.А.Спирина, О.Э.Башиной. - М.: Финансы и статистика, 2004.

4. Практикум по теории статистики: Учеб. пособие /Под.ред.

проф. Р.А. Шмойловой. – М.: Финансы и статистика, 2004.

5. Статистический словарь / Гл. ред. М.А.Королев. - М.: Финансы и статистика, 1989.

6. Шмойлова Р.А., Минашкин В.Г., Садовникова Н.А., Шувалова Е.Б. Теория статистики: Учебник / Под ред. проф. Шмойловой Р.А. - М.:

Финансы и статистика, 2004.

7. Тюрин Ю.Н., Макаров А.А. Статистический анализ данных на компьютере / Под ред. В.Э.Фигурнова. - М.: ИНФРА-М, Финансы и статистика, 1998.

Pages:     | 1 | 2 ||



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.