Индексы динамики средних уровней, сфера применения

Размещено на http://www.allbest.ru/

Всероссийский заочный финансово-экономический институт

Кафедра статистики

Курсовая работа

по дисциплине «Социально-экономическая статистика»

на тему:

«Индексы динамики средних уровней, сфера применения»

Москва, 2005 г.

Содержание

Введение

I. Теоретическая часть

Понятие индексов

Агрегатные индексы

Индексы динамики средних уровней

II. Расчетная часть

III. Аналитическая часть

Заключение

Список использованной литературы

Введение

индекс динамика себестоимость оборот

Индексы относятся к важнейшим обобщающим показателям. Слово «индекс» имеет несколько значений: показатель, указатель, опись, реестр. Оно используется как понятие в математике, экономике, в метеорологии и других науках.

Индекс в статистике - это относительный показатель, который выражает соотношение величин какого-либо явления во времени, в пространстве или дает сравнение фактических данных с любым эталоном (план, прогноз, норматив и т.д.).

Индексы позволяют исследовать не только динамику, но и степень выполнения договорных обязательств, влияние отдельных факторов на изменение явления, показателя. Индексные показатели опираются на результаты сводки и обработки данных статистического наблюдения и вычисляются на высшей ступени статистического обобщения. В задачи индексного метода входит использование полученных статистических индексов для характеристики развития анализируемых явлений во времени, по территории, изучение структуры и взаимосвязей, установление роли факторов в изменении сложных явлений.

Свое применение индексы находят в прогнозировании, моделировании различных процессов. С помощью индексов характеризуется развитие экономики в целом и её отдельных отраслей, анализируются результаты производственно-хозяйственной деятельности организаций, выявляются резервы производства, индексы используются также в международных сопоставлениях экономических показателей, мониторинге деловой активности в экономике и др. Зная индексный метод и используя статистические данные, экономисты рассчитывают индексы бедности, индексы концентрации доходов, индексы преступности, индексы стоимости жизни, индексы физических объемов основных фондов, индексы доходов, индексы человеческого развития и множество прочих важных для анализа и выбора политики государства индексов.

Итак, учитывая всё вышеперечисленное, тема данной работы представляется актуальной.

В теоретической части работы рассмотрены индивидуальные и общие (сводные) индексы. Индивидуальные служат для характеристики изменения отдельных элементов сложного явления, например, изменения объема производства отдельных видов продукции (компьютеров, одежды и т.д.), а также цен на акции какого-либо предприятия. Для измерения динамики сложного явления, составные части которого не могут быть соизмерены непосредственным образом (варьирование физического объема продукции, включающей разноименные товары, индекса цен акций предприятий региона и т.п.), рассчитывают сводные, или общие индексы. Подобные совокупности необходимо представить в соизмеримом виде (в стоимостной оценке, трудоемкости и т.д.). В курсовой работе показано применение индексов переменного и фиксированного состава, индексов структурных сдвигов и их взаимосвязь.

В расчетной части наглядно представлено применение индексного метода для анализа себестоимости продукции, выявлена взаимосвязь между индексами средней заработной платы на предприятиях по отраслям экономики, вычислены также индекс покупательной способности рубля и индекс реальной заработной платы.

В аналитической части данной работы показано применение индексного метода для анализа оборота розничной торговли за 2003-2004 гг. на основе данных Федеральной службы государственной статистики.

Для статистического анализа данных в данной курсовой работе использовался табличный процессор MS Excel.

I. Теоретическая часть

Понятие индексов

Индекс (лат. - index)показатель, указатель, число. По форме выражения - это относительная величина (выражается в коэффициентах и процентах). Индекс - обобщенная характеристика сравнения двух совокупностей, образуемых непосредственно несопоставимыми единицами.

По характеру изучаемых явлений индексы подразделяются на индексы объемных показателей (например, индексы физического объема производства или продажи товаров), индексы качественных показателей (например, индексы цен, себестоимости и т.д.) и индексы сложных явлений (например, товарооборота, затрат на производство).

Если изучается динамика лишь одного элемента, то строят индивидуальные индексы.

Если изучаются не отдельные единицы совокупности, а их группы или все исключения единицы совокупности, то рассчитываются групповые и общие (сводные) индексы соответственно.

Общие индексы на методам построения подразделяются на агрегатные и средние из индивидуальных.

Если сравниваются не два периода, а более, то исчисляют системы цепных и базисных индексов.

Динамика среднего уровня качественного показателя изучается с помощью взаимосвязанных индексов переменного, постоянного составов и структурных сдвигов.

Агрегатные индексы

В индексном анализе наиболее широкое применение находят агрегатные индексы, характеризующие изменение сложного социально-экономического явления, например, физического объема различных видов продукции предприятий и ВПК в целом.

Агрегатные индексы - исходная (основная) форма общих индексов. Они используются для изучения динамики совокупности непосредственно несопоставимых явлений. Несопоставимость при этом преодолевается приведением элементов к единой (стоимостной, затратной по труду и т.п.) форме путем введения в формулы дополнительного сомножителя, соизмерителя или веса.

Общую формулу агрегатного индекса можно представить в следующем виде:

,

где: - индексируемая величина, показатель;

- соизмеритель или вес индекса;

0 и 1 - знаки соответственно базисного и отчетного периода.

Если индексы определяются по относительно однородной части совокупности или явления, то они называются групповыми индексами или субиндексами, например индекс цен на кондитерские изделия, фрукты и др. Групповые индексы определяются по формулам агрегатных индексов.

Агрегатные индексы состоят из изменяемой, или индексируемой, величины и соизмерителя, то есть неизменяемой величины. В качестве соизмерителя, или веса, в агрегатном индексе используется то общее, что имеется между соизмеряемыми величинами, показателями. Так, каждый вид продукции, товара имеет цену p. Умножив цену на количество, получим стоимость продукции. При этом если совокупность различных видов продукции несоизмерима, то стоимости этих видов продукции являются соизмеримыми величинами.

Цена - отпускная стоимость товара, для определения услуг более приемлем тариф. Основной задачей статистики цен и тарифов является их наблюдение и регистрация изменений во времени. В агрегатном индексе физического объема продукции в качестве соизмерителя используются цены. Формула индекса имеет вид:

(1)

По значению данного индекса определяется физический объем товарооборота (количества проданных товаров).

Стоимостное выражение прироста выпуска продукции за счет изменения физического объема характеризует разновидность между числителем и знаменателем индекса:

Индексы выражаются в долях единицы. На практике широко используется выражение индексов в процентах.

В приведенных формулах p0 не следует понимать только как цену базисного периода. Важно то, что цена должна быть неизменной.

В нашей статистике индекс цен на товары в конце 20-х гг. ХХ века вычислялся по агрегатной форме с весами текущего периода, а именно:

(2)

Текуще-взвешенный индекс более известен как индекс Пааше, названный так по фамилии его автора, предложившего подобную формулу в 1874г. У него ясный экономический смысл: индекс Пааше фиксирует не только динамку цен, но и абсолютное изменение стоимости товаров от изменения этих цен, а по сути, изменение суммы расходов у населения в силу этого. Достаточно найти разность , которая показывает относительную экономию (-) или перерасход (+) потребителя от изменения цен, тарифов. Для производителя величина характеризует прирост стоимости продукции за счет ценового фактора.

Против текуще-взвешенного индекса цен нет принципиальных возражений, если не считать того, что приходится ограничиваться сопоставимым кругом товаров, используемых в качестве весов индекса. В условиях непрерывно происходящего обновления и расширения ассортимента товаров, изменений в структуре производства потребления, в соотношении цен на отдельные товары, изменений их качества, что объективно присуще развивающейся рыночной экономике, круг сопоставимых товаров может сузиться до минимума, и тогда расчет его по такой форме теряет смысл.

Международная практика исчисления сводного индекса потребительских цен опиралась на базисно-взвешенный индекс цен Э.Ласпейреса, предложенный им в 1871 г. В агрегатной форме он имеет вид:

(3)

В этом индексе в отличие от индекса Пааше структура потребительских расходов населения по товарам, или уровень потребления в виде потребительской корзины остается прежней - базисной, что позволяет оценить динамику потребительских цен в чистом виде. В целом результат, полученный по приведенной формуле индекса, показывает, как изменились потребительские расходы населения на покупку товаров и услуг в зависимости от изменения цен на них при прежнем уровне их потребления. Его особенность в том, что он позволяет выявить индивидуальную динамику цен на включенные в набор товары-представители.

Такой метод расчета индекса корректен только за непродолжительный период времени, и если за это время не происходит существенных изменений в структуре потребительских расходов. Поэтому применяется вариант формулы Ласпейреса с использованием расчетов индивидуальных индексов цен за два смежных периода (отчетного и базисного), что не меняет, а уточняет, не изменяя, базисный её элемент. В таком виде он является основным индексом потребительских цен в России.

Если в индексе меняются оба фактора, то такой индекс характеризует изменение стоимости продукции или объема реализации (индекс товарооборота):

(4)

Индекс показывает, во сколько раз возросла (уменьшилась) стоимость продукции (товарооборота) отчетного периода к базисному, или сколько процентов составляет рост (снижение) стоимости продукции.

Можно видеть, что абсолютное изменение стоимости продукции составляет:

Из формулы (4) видно, что динамика стоимости продукции зависит от двух основных факторов, один из которых является количественным (физический объем), другой (цена) принято называть качественным.

Если индекс цен построен по методике Пааше, то индексы (1), (2) и (4) взаимосвязаны следующим образом:

(5)

Если разложить абсолютное изменение стоимости продукции на составляющие, то можно видеть, что взаимосвязь абсолютных величин:

Такая связь является аддитивной. Это аддитивная факторная индексная модель.

Можно заключить, что агрегатная форма индексов является его принципиальной и основной формой. Она позволяет объединить отдельные параметры в синтетические показатели, системы связанных индексов, выявить влияние отдельных факторов на сложный результативный показатель.

На практике индексы физического объема и цен могут определяться также в зависимости от целей и задач, которые поставлены в конкретном исследовании. В российской практике актуальным является индекс цен, который рассчитывается по формуле (3), этот сводный индекс потребительских цен нередко называют также индексом стоимости жизни. Индекс показывает, насколько изменились расходы населения на приобретение им фиксированного набора благ и услуг в отчетном периоде по сравнению с базисным, при неизменном уровне потребления. Если в качестве q0 зафиксировать минимально необходимый набор продуктов, то индекс (3) будет характеризовать изменение стоимости этой корзины или прожиточного минимума. Такие индексы определяются в каждом регионе дифференцированно, по группам населения, социальным слоям.

Как мы видим, при расчете индексов существуют различия в структуре потребительских расходов населения базисного и отчетного периодов, оказывающих существенное влияние на значение текуще- и базисно-взвешенных индексов потребительских цен. И.Фишер по-своему решил эту проблему, предложив «идеальный» индекс цен, вошедший в историю под его именем - индекс Фишера. Это средний геометрический индекс из индексов Пааше и Ласпейреса:

(6)

Очевидно, этот индекс лишен реального математического содержания и представляет собой чисто математическую модель. Расчет его в нашем примере возможен лишь в тех случаях, когда структура потребительских расходов населения за два сравниваемых периода претерпела принципиальные, качественные изменения, что делает невозможным использовать в качестве весов ни текущую, ни базисную структуры расходов. В практике международной статистики цен индекс Фишера применяется при оценке динамики цен внешней торговли и в двухсторонних межгосударственных сопоставлениях. В российской практике она может применяться для территориальных сравнений динамики цен и др.

Как мы видим, среди агрегатных индексов существует множество взаимосвязей, каждый индекс используется для расчета в конкретных случаях, что говорит о многообразии форм индексов.

Индексы динамики средних уровней

При изучении динамики качественных показателей приходится определять изменение средней величины индексируемого показателя, которое обусловлено взаимодействием двух факторов - изменением значения индексируемого показателя у отдельных групп единиц и изменением структуры явления. Под изменением структуры явления понимается изменение доли отдельных групп единиц совокупности в общей из численности. Так, средняя заработная плата на предприятии может вырасти в результате роста оплаты труда работников или увеличения доли высокооплачиваемых сотрудников. Снижение трудоемкости производства единицы продукции по совокупности предприятий отрасли может быть обусловлено повышением производительности труда на предприятиях или концентрацией производства продукции на заводах с низкой трудоемкостью. Так как на изменение среднего значения показателя оказывают воздействие два фактора, возникает задача определить степень влияния каждого из факторов на общую динамику средней.

Анализ динамики качественных показателей по нескольким единицам означает анализ динамики уровней средних величин различных экономических показателей (средней себестоимости, средней цены, средней заработной платы и т.д.). Подробней я бы хотела остановиться на анализе изменений среднего уровня себестоимости.

Себестоимость единицы определенного вида продукции может отличаться по отдельным участкам производства и предприятиям что объясняется различием условий производства, цен на используемые в производстве сырье и материалы и другими факторами. В связи с этим в рамках организации, представляющей собой производственное объединение предприятий, выпускающих однородную продукцию, имеет значение изучение уровня и динамики среднего уровня себестоимости определенного вида продукции.

Средний уровень себестоимости продукции, выпускаемой на различных предприятиях, рассчитывается по формуле:

,

где - общие затраты по группе предприятий;

- общий выпуск продукции.

Средний уровень себестоимости продукции по группе предприятий зависит не только от уровня затрат на единицу данного вида продукции на каждом предприятии, но и от доли каждого предприятия в общем объеме выпуска. Чем больше доля предприятий с низким уровнем затрат на единицу продукции, тем ниже средний уровень себестоимости данного вида продукции, и наоборот.

При изучении динамики среднего уровня себестоимости определенного вида продукции возможно использование следующей системы индексов себестоимости: индекс себестоимости переменного и постоянного составов, а также индекс влияния структурных сдвигов на изменение среднего уровня себестоимости.

Построение этой системы индексов показано на примере анализа себестоимости одного вида продукции А, выпускаемой несколькими предприятиями фирмы.

Изменение себестоимости продукта А по фирме определяется следующим индексом:

, (7)

где и - средняя себестоимость единицы продукции по группе предприятий соответственно в отчетном и базисном периодах.

Средняя себестоимость единицы продукции в базисном и отчетном периодах исчисляется по формуле средней арифметической взвешенной:

; ,

где и - себестоимость единицы продукции каждого предприятия соответственно в базисном и отчетном периодах;

и - выпуск продукции в натуральном выражении каждым предприятием соответственно в базисном и отчетном периодах.

Следовательно,

(8)

Этот индекс носит название индекса переменного состава. Это объясняется тем, что при исчислении средней себестоимости единицы продукции в отчетном периоде весами служило количество продукции отчетного периода. При определении средней себестоимости единицы продукции базисного периода весами было количество продукции базисного периода, т.е. исчислялись средние с меняющимися (переменными) весами.

Величины и отражают распределение продукции по предприятиям, поэтому формула индекса себестоимости переменного состава может быть записана так:

, (9)

где и - удельный вес каждого предприятия в общем объеме выпуска продукта А соответственно в базисном и отчетном периодах. Замечу, что для расчета имеется необходимое условие: .

Величина индекса переменного состава зависит от изменения уровня себестоимости по предприятиям и изменения в распределении физического объема продукции между предприятиями.

Чтобы устранить влияние изменений в структуре весов на показатель изменения уровня себестоимости, рассчитывается отношение средних с одними и теми же весами, т.е. исчисляется индекс себестоимости фиксированного состава. Для этого среднюю себестоимость определяют при структуре фактического объема продукции в текущем периоде.

Формула индекса себестоимости фиксированного (постоянного) состава записывается так:

(10)

Полученный индекс себестоимости фиксированного состава отражает изменение уровня средней себестоимости в связи с изменениями значений себестоимости по отдельным предприятиям.

Под индексом структурных сдвигов понимают индекс, характеризующий влияние изменения структуры изучаемого явления на динамику среднего уровня этого явления. При изучении изменения среднего уровня себестоимости, индекс определяется по формуле:

(11)

Также, исходя из формул (8), (10) и (11) мы можем рассчитать абсолютные изменения средней себестоимости за счет влияния каждого из факторов.

Так, абсолютное изменение средней себестоимости за счет двух факторов - среднего изменения собственно себестоимости и изменения структуры выпуска продукции - определяется разницей между и индекса себестоимости переменного состава:

Из формулы индекса постоянного состава рассчитывается абсолютное изменение средней себестоимости за счет изменения только себестоимости отдельных видов продукции:

Формула индекса структурных сдвигов позволяет узнать абсолютное изменение средней себестоимости за счет изменения структуры выпуска продукции на отдельных участках:

Вычисленные по указанным методикам показатели взаимосвязаны:

Индексы переменного состава, фиксированного состава и структурных сдвигов составляют систему связанных индексов. Умножим индекс фиксированного состава на индекс структурных сдвигов:

В результате получим индекс переменного состава. Система взаимосвязанных индексов при анализе динамики средней себестоимости имеет вид:

Эта взаимосвязь используется во многих случаях, когда необходимо исследовать влияние структурного фактора.

Абсолютные приросты взаимосвязаны следующим образом:

В качестве примера для иллюстрации использования индексов постоянного и переменного составов, а также индексов структурных сдвигов в статистическом анализе рассмотрим задачу.

Имеются данные о производстве одноименной продукции и ее себестоимости по двум АО (табл. 1.1):

Таблица 1.1

Производство продукции и её себестоимость

АО	Объем продукции, %	Себестоимость единицы продукции, тыс. руб.
	I квартал	II квартал	I квартал	II квартал
1	58	40	380	400
2	42	60	200	300

Определить:

1) индексы себестоимости продукции по каждому АО;

2) общие индексы себестоимости продукции для двух АО (переменного, постоянного состава и структурных сдвигов).

Решение

Составим расчетную таблицу по данным двух АО (табл. 1.2).

Таблица 1.2

Расчетная таблица по двум АО

Предприятие	Выпуск продукции, %	Себестоимость единицы продукции, тыс. руб.	Денежные затраты на произведенную продукцию	Индекс себестоимости
	I кв. d0	II кв. d1	I кв. z0	II кв. z1	I кв. z0d0	II кв. z1d1	Условные затраты z0d1	z1/z0
А	1	2	3	4	5=гр.1 гр.3	6=гр.2 гр.4	7=гр3гр.2	8=гр.4/гр.3
1	64	40	270	410	17280	16400	10800	1,518
2	36	60	250	310	9000	18600	15000	1,24
Итого	100	100	-	-	26280	35000	25800	-

Индексы себестоимости продукции по каждому АО определяются по формуле . На первом предприятии себестоимость единицы продукции выросла на 51,8%, на втором - на 24,0%.

Определим общие индексы себестоимости продукции для двух АО.

Индекс себестоимости переменного состава:

или 133,1%.

Индекс себестоимости постоянного состава:

или 135,6%

Индекс структурных сдвигов:

или 98,1%

Взаимосвязь между исчисленными индексами:

Выводы

Себестоимость продукции увеличилась на 33,1% за счет действия следующих факторов:

- за счет увеличения себестоимости продукции на каждом предприятии произошло увеличение себестоимости на 35,6%;

- за счет изменения структуры производства себестоимость уменьшилась на 1,9% (увеличилась доля продукции второго предприятия, на котором себестоимость единицы продукции меньше, чем на первом).

II. Расчетная часть

Задача 1

Имеются следующие данные о выпуске одноименной продукции «А» и ее себестоимости по двум предприятиям (табл. 2.1):

Таблица 2.1

Выпуск продукции «А» и её себестоимость

Предприятия	Производство продукции, тыс. т.	Себестоимость 1 т., тыс. руб.
	I квартал	II квартал	I квартал	II квартал
1	80	90	70	65
2	70	100	58	50

Вычислите:

1. Индекс себестоимости переменного состава;

2. Индекс себестоимости постоянного состава;

3. Индекс структурных сдвигов.

4. Покажите взаимосвязь между исчисленными индексами. Поясните полученные результаты индексов.

Цель задания: выявить факторы, влияющие на динамику себестоимости продукции, а также измерить процентное изменение динамики. Вычислить, как изменение структуры выпуска продукции в целом повлияет на продукцию «А».

Решение

Составим расчетную таблицу по данным двух предприятий для продукции «А» (табл.2.2).

Таблица 2.2

Расчетная таблица по данным для продукции “А”

Предприятия	Производство продукции, тыс. т.	Себестоимость 1 т., тыс. руб.	Денежные затраты на произведенную продукцию, тыс. руб.	Структура объема продукции	Индивидуальный индекс себестоимости
	I квартал	II квартал	I квартал	II квартал	I квартал	II квартал	Условные затраты	I квартал	II квартал	Iz
	q0	q1	z0	z1	z0q0	z1q1	z0q1	d0	d1
А	1	2	3	4	5=гр.1*гр.3	6=гр.2*гр.4	7=гр.2*гр.3	8	9	10=гр.4/гр.3
1	80	90	70	65	5600	5850	6300	0,53	0,47	0,928
2	70	100	58	50	4060	5000	5800	0,47	0,53	0,862
Итого	150	190	-	-	9660	10850	12100	1	1	-

Средняя себестоимость 1 т. продукции в I квартале исчисляется по формуле средней арифметической взвешенной:

тыс. руб.

Средняя себестоимость 1 т. продукции во II квартале:

тыс. руб.

Средняя условная себестоимость 1 т. продукции (во II квартале по себестоимости продукции I квартала):

тыс. руб.

Индекс себестоимости переменного состава:

или 88,6%

Индекс себестоимости постоянного состава:

или 89,7%

Индекс структурных сдвигов:

или 98,7%

Индивидуальный индекс себестоимости для 1-го предприятия:

Индивидуальный индекс себестоимости для 2-го предприятия:

Структура объема продукции для каждого предприятия за I и II кварталы рассчитывается по формуле:

, следовательно

- структура объема продукции предприятий за I квартал:

1. ;

2. .

- структура объема продукции предприятий за II квартал:

1. ;

2. .

Взаимосвязь между исчисленными индексами:

Взаимосвязь исчисленных показателей также видна при расчете средней себестоимости 1 т. продукции по формуле:

;

Тогда:

Средняя себестоимость 1 т. продукции в I квартале:

(тыс. руб.)

Средняя себестоимость 1 т. продукции во II квартале:

(тыс. руб.)

Средняя условная себестоимость 1 т. продукции (во II квартале по себестоимости продукции I квартала):

(тыс. руб.)

Как видно, показатели средней себестоимости, исчисленные двумя способами, совпадают. Значения индексов, соответственно также равны.

Выводы

Средняя себестоимость тонны продукции “А” снизилась на 11,4% за счет двух факторов:

- за счет снижения себестоимости продукции по предприятиям произошло снижение средней себестоимости на 10,3 %;

- за счет изменения структуры выпуска продукта (структурного сдвига), т.е. снижения доли выпуска (d) на предприятии 1 с 53% (d0=0,53) к 47% (d1=0,47) и повышения доли выпуска на 2-ом предприятии (с 47% до 53%).

Структурный сдвиг, т. е. снижение доли выпуска продукции на предприятии с высоким уровнем себестоимости (предприятие 1, где себестоимость тонны в I квартале составляла 70 тыс. руб.), а также увеличение доли выпуска на 2-ом предприятии, где наблюдалась высокая себестоимость продукции (себестоимость тонны составила 58 тыс. руб.) привели в итоге к снижению средней себестоимости на 1,3%.

Задача 2

Имеются следующие данные о заработной плате работников (табл. 3.1):

Таблица 3.1

Заработная плата работников по отраслям экономики

Отрасль	Средняя заработная плата, тыс. руб.	Удельный вес среднесписочной численности работников, %
	Базисный период	Отчетный период	Базисный период	Отчетный период
1	4,0	6,0	30	45
2	3,5	4,2	50	35
3	2,5	4,0	20	20

За прошедший период цены на потребительские товары и услуги по трем районам в среднем возросли на 32%.

Определите:

1. По каждому району абсолютный и относительный прирост средней заработной платы.

2. По трем районам вместе: индексы средней заработной платы:

а) переменного состава;

б) постоянного состава;

в) структурных сдвигов.

3. Абсолютный прирост средней заработной платы вследствие изменения:

а) заработной платы в каждом районе;

б) структуры среднесписочной численности работников.

4. Индекс покупательной способности рубля.

5. Индекс реальной заработной платы.

Цель задачи: с помощью статистических расчетов проанализировать динамику среднего уровня заработной платы по регионам, сделать выводы о влиянии структурных сдвигов на исчисляемые показатели и на экономическую ситуацию в каждом регионе. Рассчитать индексы, которые характеризуют изменение покупательной способности заработной платы (индекс реальной заработной платы) и изменение объема товаров и услуг, которые можно приобрести на одинаковую сумму денег в рассматриваемых периодах.

Решение

Составим расчетную таблицу по имеющимся данным (табл. 3.2):

Таблица 3.2

Расчетная таблица по данным о заработной плате работников

Отрасль	Средняя заработная плата, тыс. руб.	Удельный вес среднесписочной численности работников, %	Фонд заработной платы, млн.руб.
	Базисный период	Отчетный период	Базисный период	Отчетный период	Базисный период	Отчетный период	Условный период
	f0	f1	d0	d1	f0d0	f1d1	f0d1
А	1	2	3	4	5=гр.1*гр.3	6=гр.2*гр.4	7=гр.1*гр.4
1	4,0	6,0	30	45	120	270	180
2	3,5	4,2	50	35	175	147	122,5
3	2,5	4,0	20	20	50	80	50
Итого	10	14,2	100	100	345	497	352,5

Из условия: Ip=1,32 (т.к. (100+32)/100=1,32).

Средний уровень заработной платы в базисном периоде исчисляется по формуле:

тыс. руб.

Средний уровень заработной платы в отчетном периоде:

тыс. руб.

Средний условный уровень заработной платы в отчетном периоде с удельным весом среднесписочной численности работников базисного периода):

тыс. руб.

Индекс средней заработной платы переменного состава:

или 144,1%

Следовательно, относительный прирост заработной платы:

144,1 - 100 = 44,1 (%)f

Абсолютный прирост средней заработной платы (из формулы индекса переменного состава):

тыс. руб.

Индекс средней заработной платы постоянного состава:

или 140,9%

Абсолютный прирост средней заработной платы за счет изменения заработной платы в каждом районе:

тыс. руб.

Индекс структурных сдвигов:

или 102,1%

Абсолютный прирост средней заработной платы за счет изменения структуры среднесписочной численности работников (по трем отраслям):

тыс. руб.

Определим абсолютные приросты средней заработной платы для каждой отрасли:

1. тыс. руб.

Для следующих двух районов аналогично вычисляется:

2. тыс. руб.

3. тыс. руб.

Относительные приросты средней зарплаты для каждой отрасли:

1. или 150%.

2. или 120%.

3. или 160%.

Индекс покупательной способности рубля:

или 75,7%

Индекс номинальной заработной платы (в данном случае приравнивается к индексу средней заработной платы переменного состава):

или 144,1%

Индекс реальной заработной платы:

или 109,1%

Выводы

Данные произведенных расчетов показывают существенное различие в динамике среднего уровня заработной платы по регионам.

Средняя заработная плата по 3-м отраслям возросла на 44,1% (или на 1520 руб.) за счет двух факторов:

- за счет за счет среднего изменения заработной платы в каждом районе на 40,9% (или на 1445 руб.);

- за счет изменения структуры численности работников средняя заработная плата возросла на 2,1% (или на 75 руб.).

Индекс покупательной способности рубля - показатель, отражающий изменение объема товаров и услуг, которые можно приобрести в торговле или сфере услуг на одинаковую сумму денег в отчетном и базисном периодах. Он отражает соотношение между номинальной и реальной заработной платой.

Как мы видим, индекс покупательной способности рубля составляет 0,757 или 75,5%, что говорит о том, что реальная заработная плата рабочих на предприятиях больше номинальной.

Индекс реальной заработной платы (рассчитывается для характеристики изменения покупательской способности заработной платы в связи с изменением цен на потребительские товары и услуги) - показатель, отражающий изменение доходов работников. Характеризует покупательную способность номинальной заработной платы. Как видно из значения индекса реальной заработной платы в данной задаче (1,091), покупательная способность номинальной заработной платы крайне высока.

ІІІ. Аналитическая часть

Для самостоятельного статистического изучения экономических индексов в своей работе я обращусь к данным Государственного Комитета Статистики РФ.

Показатели оборота розничной торговли Российской Федерации на душу населения по данным официального сайта Федеральной службы государственной статистики за 2005 г. (табл. 19.2 «Основные показатели розничной торговли» и табл. 19.3 «Индексы физического объема оборота розничной торговли» ежегодника, раздел «Россия в цифрах») представлены в таблице 4.1.

Таблица 4.1

Показатели розничной торговли

	Товарооборот розничной торговли, млрд. руб.	Индекс физического объема оборота розничной торговли, %
	2003 г.	2004 г.	2004 г.
Продовольственные товары	2092	2556	110
Непродовольственные товары	2437	3042	114
Оборот розничной торговли - всего	4529	5598	112

Для анализа этих данных определим:

1. Общий индекс товарооборота розничной торговли в целом, а также отдельно продовольственных товаров и непродовольственных товаров, а также изменение товарооборота 2004 года по сравнению с 2003 годом;

2. Общий индекс цен оборота в целом, а также продовольственных товаров и непродовольственных товаров.

При исследовании оборота розничной торговли и для необходимых расчетов используем табличный процессор MS Excel. На рис.1 представлен шаблон выходной таблицы (с формулами расчета) и его расположение на рабочем листе табличного процессора.

Рисунок 1

Шаблон выходной таблицы с формулами расчета в среде MS Excel

Составим расчетную таблицу:

Таблица 4.2

Расчетная таблица

	Товарооборот розничной торговли, млрд. руб.	Индекс физического объема оборота розничной торговли, %	Индекс товарооборота розничной торговли, %	Абсолютное изменение товарооборота, млрд. руб.	Общий индекс цен оборота, %
	2003 г.	2004 г.
	p0q0	p1q1	Iq	Ipq	pq	Ip
А	1	2	3	4=гр.2/гр.1	5=гр.2-гр.1	6=гр.4/гр.3
Продовольственные товары	2092	2556	110	122,1797323	464	111,07248
Непродовольственные товары	2437	3042	114	124,8256053	605	109,49614
Оборот розничной торговли - всего	4529	5598	112	123,6034445	1069	110,36022

Общий индекс товарооборота розничной торговли в целом, а также отдельно продовольственных и непродовольственных товаров вычисляем следующим образом:

- для оборота продовольственных товаров:

или 122,1%

- для оборота непродовольственных товаров:

или 124,8%

- для оборота розничной торговли в целом:

или 123,6%

Абсолютное изменение товарооборота продовольственных товаров:

млрд. руб.

Абсолютное изменение товарооборота непродовольственных товаров:

млрд. руб.

Абсолютное изменение товарооборота розничной торговли в целом:

млрд. руб.

Взаимосвязь между исчисленными показателями:

Абсолютное изменение товарооборота в целом представляет собой сумму абсолютных изменений продовольственных и непродовольственных товаров (464+605=1069(млрд. руб.)).

Общий индекс цен оборота вычислим по формуле:

и умножим на 100%, в итоге получим:

- для оборота розничной торговли:

% - цены в 2004 году по сравнению с 2003 годом увеличились на 10,3% (110,3% - 100%);

- для оборота продовольственных товаров:

% - цены в 2004 году по сравнению с 2003, годом увеличились на 11%;

- для оборота непродовольственных товаров:

% - цены в 2004 году по сравнению с 2003, годом увеличились на 9,4%.

Выводы

Состояние розничной и оптовой торговли иллюстрируют данные об обороте торговли, индексах физического объема оборота розничной и оптовой торговли.

Оборот розничной торговли - выручка от продажи товаров населению для личного потребления или использования в домашнем хозяйстве за наличный расчет или оплаченных по кредитным карточкам, расчетным чекам банков или по перечислениям со счетов вкладчиков. Стоимость товаров, проданных отдельным категориям населения со скидкой, включается в оборот розничной торговли в полном объеме.

Оборот розничной торговли включает данные как по организациям, для которых эта деятельность является основной, так и по организациям других отраслей экономики, осуществляющим продажу населению товаров через торговые заведения, находящиеся на их балансе, или с оплатой через кассу. Оборот розничной торговли, кроме того, включает продажу товаров индивидуальными предпринимателями и физическими лицами (в том числе и на вещевых, смешанных и продовольственных рынках).

Динамику оборота розничной (оптовой) торговли и продажи отдельных товаров характеризуют индексы физического объема, которые определяются путем сопоставления величины оборота за отчетный и базисный период в сопоставимых ценах.

Из исчисленных показателей следует, что в 2004 году оборот розничной торговли увеличился, при этом товарооборот непродовольственных товаров составил 124,8%, а продовольственных 122,1%, но цены непродовольственных товаров возросли на 9,4%, а продовольственные на 11%, из этого следует, что максимальную долю увеличения оборота розничной торговли составили продовольственные товары.

Заключение

Индексы как метод открывают новые возможности в экономико-статистическом исследовании явлений на различных уровнях управления. По существу, реализация экономической политики от уровня отдельной фирмы до государства в целом невозможны без индексного анализа. При исследовании сложных явлений индексы позволяют определить не только относительное, но и абсолютное изменение показателей. Если агрегатный индекс непосредственно определить не представляется возможным, то используются средние индексы, тождественные агрегатным.

Индекс, например, физического объема совокупности различных видов продукции зависит от изменения продукции каждого вида, то есть агрегатные индексы тесно связаны с индивидуальными, обобщают их.

В реальной действительности исследователь уделяет достаточно внимания обоснованию формулы индекса, системы связанных индексов, исходя из конкретных условий. Сфера применения индексов широка. Агрегатные индексы позволяют прежде всего исследовать сложные явления, показатели, несоизмеримые друг с другом. Аналитические индексы или системы связанных индексов дают возможность выявить отдельные причины, факторы, вплоть до расчленения результата на «составляющие», из которых он складывается.

Следует подчеркнуть важность практического использования в экономико-статистическом исследовании индексов фиксированного состава и структурных сдвигов. Как известно, структура совокупности может исследоваться на основе группировок. Что же касается выявления количественного влияния структурных факторов или структурных сдвигов в составе явления на изучаемый показатель, то здесь индексы представляют, по существу, единственный метод.

Комплексный количественный анализ затрат труда, эффективности использования основных фондов, издержек производства и обращения, финансовых результатов и других сложных проблем экономического и социального развития невозможен без индексного метода.

Список литературы, использованной при написании работы:

1. Гусаров В. М. Теория статистики: Учебн. Пособие для вузов. - М.: Аудит, ЮНИТИ, 1998. - 247 с.

2. Практикум по статистике: Учеб. Пособие для вузов (Под ред. В.М. Симчеры) ВЗФЭИ. - М.: ЗАО «Финстатинформ», 1999. - 259 с.

3. Социальная статистика: Учебник под ред. И.И. Елисеевой. М.: Финансы и статистика, 1997.

4. Статистический словарь. М.: Финстатинформ, 1996.

5. Теория статистики: Учебник под ред. В.А. Шмойловой, Е.Б. Шувалова. М.: «Финансы и статистика», 2004.

6. Салин В.Н., Шпаковская Е.П. Социально-экономическая статистика: Учебник. - М.: Юристъ, 2001.

7. Практикум по общей теории статистики: Учеб. пособие (Под ред. М.Р. Ефимовой, О.И. Ганченко). М.: «Финансы и статистика», 2002.

8. Индексы потребительских цен: Методологическое руководство (под ред. Торвей Р.): Пер. с англ. Международная организация труда. М.: Финансы и статистика, 1993.

Интернет-ресурс:

www.gks.ru - Официальный сайт Федеральной службы государственной статистики.

Размещено на Allbest.ru