18

Курсовая работа

по дисциплине Статистика

на тему

Учет инфляционного роста на овощную и фруктовую продукцию в РФ

Санкт-Петербург

2007

Содержание

• Содержание 2
• Введение 3
• Глава 1. Общее понятие об индексах 4
• Индивидуальные индексы 5
• Общие индексы 6
• Агрегатные индексы 7
• Глава 2. Динамики цен на овощную и фруктовую продукцию 13
• Заключение 18
• Литература 20

Введение

Инфляционный рост рассчитывается с помощью системы индексов. Система индексов цен, рассчитываемых органами государственной статистики, включает в себя индексы цен и тарифов на товары и услуги на потребительском рынке, цен производителей промышленных товаров [3], сельскохозяйственной продукции, сводный индекс цен строительной продукции, тарифов на грузовые перевозки, на приобретенные промышленными организациями топливно-энергетические ресурсы. Эти индексы рассчитываются по данным регистрации цен и тарифов на товары (услуги) - представители по выборочному кругу организаций всех типов и форм собственности.

Индекс потребительских цен характеризует изменение во времени общего уровня цен на товары и услуги, приобретаемые населением для непроизводственного потребления. Он измеряет отношение стоимости фиксированного набора товаров и услуг в ценах текущего периода к его стоимости в ценах базисного периода [2].

Расчет производится ежемесячно на базе статистических данных, полученных в результате наблюдения за изменением цен на товары и услуги в организациях розничной торговли и сферы услуг, на вещевых, смешанных и продовольственных рынках, как в стационарных торговых заведениях, так и при передвижной торговле палатки, киоски и т.д., а также на основе данных о структуре фактических потребительских расходов домашних хозяйств за предыдущий год.

Индекс потребительских цен является одним из важнейших показателей, характеризующих инфляционные процессы в экономике. Индекс цен производителей промышленных товаров рассчитывается на основании регистрации цен на товары-представители более чем в 7 тыс. базовых организаций. Расчет средних цен и индексов цен производится более чем по 800 товарам-представителям. Цены производителей представляют собой фактически сложившиеся на момент регистрации цены указанных организаций на произведенную продукцию, предназначенную для реализации на внутреннем рынке без косвенных товарных налогов - налога на добавленную стоимость, акциза и т.п.. Рассчитанные по товарам-представителям индексы цен производителей последовательно агрегируются в индексы цен соответствующих видов, групп, классов, разделов экономической деятельности. В качестве весов используются данные об объеме производства в стоимостном выражении базисного периода [5].

Индекс цен производителей сельскохозяйственной продукции исчисляется на основании регистрации в отобранных для наблюдения сельскохозяйственных организациях цен на основные виды товаров-представителей, реализуемых заготовительным, перерабатывающим организациям, на рынке, через собственную торговую сеть, населению непосредственно с транспортных средств, на ярмарках, биржах, аукционах, организациям, коммерческим структурам и т.п.

Цены реализации сельскохозяйственной продукции приводятся с учетом надбавок и скидок за качество реализованной продукции, без расходов на транспортировку, экспедирование, погрузку и разгрузку продукции, а также без налога на добавленную стоимость, дотаций.

Глава 1. Общее понятие об индексах

В практике статистики индексы наряду со средними величинами являются наиболее распространенными статистическими показателями. Индекс представляет собой относительную величину, получаемую в результате сопоставления уровней сложных социально-экономических показателей во времени, в пространстве или с планом.

По степени охвата различают индивидуальные и общие (сводные) индексы.

Индивидуальные индексы

Индивидуальные индексы выражают соотношение отдельных элементов совокупности. Индивидуальный индекс обозначается буквой i и определяется путем сопоставления двух величин, характеризующих уровень изучаемого явления во времени или пространстве, т.е. за два сравниваемых периода.

Период, уровень которого сравнивается, называется отчетным или текущим и обозначается подстрочным знаком "1". Период, с уровнем которого проводится сравнение, называется базисным и обозначается подстрочным знаком "0". Если изменение явления изучается за ряд периодов, то каждый период обозначается подстрочным знаком "0", "1", "2" и т.д [7].

В статистической практике принято количество единиц продукции обозначать q, цену - p. Индивидуальные индексы выражаются следующим образом:

· Индекс физического объема продукции - i_q = q₁ / q₀, где q₁ , q₂ - количество произведенной продукции в отчетном и базисно периодах.

· Индекс цен - i_p = p₁ / p₀, где p₁, p₂ - цена единицы продукции в отчетном и базисном периодах.

Следовательно, индивидуальные индексы представляют собой, по существу, относительные величины динамики, выполнения плана или сравнения.

Индекс, как относительный показатель выражается в виде коэффициента, когда база для сравнения принимается за единицу, и в процентах, когда база для сравнения принимается за 100. Если в результате вычислений полученный индекс больше 1 или 100%, то это указывает на рост явления, если же меньше 1 или 100% - на снижение уровня изучаемого явления [4].

Общие индексы

Общие индексы показывают соотношение совокупности явлений, состоящей из разнородных, непосредственно несоизмеримых элементов.

Например, предприятие экспортирует овощную продукцию. Если имеются сведения об экспорте продукции только в натуральном выражении, то динамику экспорта продукции предприятия в целом нельзя охарактеризовать показателем ?q₀ / ?q₁, где q₁ - количество продукции данного вида в натуральном выражении, экспортируемой в отчетном периоде; q₀ - количество продукции того же вида, отправленной на экспорт в базисном периоде. Такой показатель характеризует динамику экспорта в натуральном выражении только по одному продукции.

Различные виды продукции неравноценны по количеству затраченного на них общественного труда и имеют разные потребительные стоимости. Поэтому было бы неправильно непосредственно суммировать итоги по этим видам продукции. Для получения общего итога, необходимо данные по различным видам продукции привести к единой, общей мере, например, использовать стоимостную оценку экспорта продукции. Тогда вместо ?q_i получим суммы вида ?p_i*q_i, где p_i - цена единицы продукции данного вида при расчете экспорта это будет внешнеторговая цена. Такой переход от одних единиц измерения к другим в теории индексов называют соизмерением.

При построении индексов объемных показателей в качестве соизмерителей применяют те или иные качественные показатели, например, цена. Тогда стоимость продукции базисного периода будет определена так: ?p₀*q_0, а стоимость продукции отчетного периода составит: ?p₁*q_1, где q₀*q₁ - количество единиц отдельных видов продукции, соответственно в базисном и отчетном периодах; p₀*p₁- цена единицы отдельных видов продукции соответственно в базисном и отчетном периодах.

Агрегатные индексы

Агрегатными называют индексы, числители и знаменатели которых представляют собой суммы, произведения или суммы произведений уровней изучаемого явления. Агрегатная форма индекса является основной, наиболее распространенной формой экономических индексов. Она показывает относительное изменение изучаемого экономического явления и абсолютные размеры этого изменения. Агрегатная форма индекса товарооборота показывает, что ее величина зависит от двух явлений, от двух переменных величин: физического объема продукции и цены отдельных видов продукции. Чтобы выявить влияние каждой переменной в отдельности, следует исключить влияние одной из них, другими словами, принять ее условно постоянной величиной на уровне отчетного или базисного периода. Какой же период принять в качестве постоянной величины? В связи с этим возникает вопрос о базисных и отчетных весах агрегатного индекса. Рассмотрим этот вопрос на примере индекса цен [9].

Агрегатный индекс цен. Общее изменение цен можно определить, считая постоянной, неизменной величиной количество проданной продукции за отчетный или базисный период. Если для получения индекса цен принять, в качестве весов данные о количестве проданной продукции за отчетный период, то, придерживаясь принятых выше обозначений, можно записать формулу агрегатного индекса цен:

I = ?p₁q₁ / ?p₀q₁

где р₁ и p₀ - цена единицы продукции в отчетном и базисном периодах, q₁ - количество проданной продукции в отчетном периоде. Если же принять в качестве весов данные о количестве проданной продукции в базисном периоде, то формула агрегатного индекса цен будет иметь следующий вид [8]:

I = ?p₁q₀ / ?p₀q₀

Получены две формулы агрегатных индексов цен: с отчетными и базисными весами. Эти индексы не идентичны.

Пример. По данным таблицы

изучим инфляцию на овощную продукцию, т.е. найдем индексы цен.

Можно видеть, что цена на картофель увеличилась на 27,3%, на яблоки - на 20,7%, на морковь не изменилась, на помидоры - выросла на 46,8%.

Агрегатный индекс цен с отчетными весами равен: I = ?p₁q₁ / ?p₀q₁ = 121060000/91520000 = 1,323 или на 32,3 %

Агрегатный индекс цен с базисными весами равен: I = ?p₁q₀ / ?p₀q₀ = 116560000/ 88580000 = 1,316 или выросли на 31,6 %

Таким образом, величина индекса зависит от индексируемых показателей, т.е. от величин, изменения которых мы хотим определить (в данном случае цен), и от сомножителей, которые берутся в качестве весов в нашем примере - количества реализованной овощной продукции, так как в зависимости от того, какие данные взяты в качестве весов - данные базисного или отчетного периода, получают два разных индекса [8].

Первый индекс характеризует изменение цен отчетного периода по сравнению с базисным по продукции, реализованной в отчетном периоде. Экономическое содержание второго индекса совершенно другое. Он показывает, насколько изменились цены в отчетном периоде по сравнению с базисным, но по той продукции, которая была реализована в базисном периоде, и прибыль, которую можно было бы получить от роста цен, т.е. условную прибыль. Возникает проблема выбора весов: какой период следует брать в качестве весов - базисный или отчетный? Правильное решение очень важно, поскольку от него зависит достоверность результатов изучаемого явления [11].

Агрегатный индекс цен с отчетными весами I = 132,3 % означает, что цены на указанную продукцию в отчетном периоде выросли по сравнению с базисным на 32,3% (базисный период всегда принимается за 100%), а абсолютная фактическая прибыль от изменения цен составила:

?p₁q₁ - ?p₀q₁ = 121060000-91520000 = 29 540 000 руб.

Агрегатный индекс с базисными весами I = 131,6 % означает, что цены в базисном периоде, если бы действовали цены отчетного периода, выросли бы на 31,6 %, а абсолютная условная прибыль составила бы:

?p₁q₀ - ?p₀q₀ = 116560000- 88580000 = 27 980 000 руб.

Нас же интересуют фактическое изменение цен в отчетном периоде по сравнению с базисным и фактическая прибыль от роста цен. Поэтому мы выбираем агрегатный индекс цен с отчетными весами, правильно отражающий динамику изменения цен.

Таким образом, чтобы вычислить индекс цен, необходимо сопоставить стоимость товаров, проданных в отчетном периоде по ценам отчетного периода, со стоимостью этих же товаров, но по ценам базисного периода.

Агрегатный индекс цен представляет собой дробь, числитель и знаменатель которой состоят из двух сомножителей. Один из них является переменной индексируемой величиной (p₁ и p₀ ), а второй принимается условно в качестве постоянной величины - веса индекса (q₁ ).

Постоянные и переменные веса агрегатных индексов. При вычислении индекса за два периода вопрос о весах сводится к выбору между базисным и отчетным периодами. На практике приходится иметь дело не только с двумя, но и с большим числом периодов. Если индексы исчисляются за несколько периодов, то для всех них могут быть приняты одни и те же веса - индексы с постоянными весами, или же для каждого периода свои веса - индексы с переменными весами [10].

Теоретически возможны четыре типа индексов.

1. Общие базисные индексы цен с постоянными (базисными) весами: I_n/0 = ?p_nq₀ / ?p₀q₀

В данных индексах цены каждого последующего периода сопоставляются с ценами базисного и взвешиваются на одно и то же количество товаров, проданных в базисном периоде. Полученные показатели характеризуют изменение цен по сравнению с начальным периодом, но не отражают изменения в структуре проданных товаров.

2. Общие базисные индексы цен с переменными (отчетными) весами: I_n/0 = ?p_nq_n / ?p₀q₀

В этих индексах цены каждого последующего периода сравниваются с ценами базисного периода, но в качестве весов берется каждый раз количество товаров отчетного периода [13].

В вычисленных индексах находят отражение как изменения цен по сравнению с начальным (базисным) периодом, так и изменения структуры проданных товаров.

3. Общие цепные индексы цен с постоянными весами: I_n/(n-1) = ?p_nq₀ / ?p_n-1q₀

Эта группа индексов получается путем сопоставления цен каждого последующего периода с предыдущим, взвешенных на одно и то же количество товаров, проданных в базисном периоде. Эти индексы отражают изменение цен каждого периода по сравнению с предыдущим, но не отражают изменения в структуре проданных товаров.

4. Общие цепные индексы цен с переменными весами: I_n/(n-1) = ?p_nq_n / ?p_n-1q_n

Эти индексы получены путем сопоставления цен каждого последующего периода с предыдущим, но взвешенных в каждом случае на количество товаров отчетного периода.

В рассчитанных индексах находит отражение как изменение цен за ряд последовательных периодов, так и изменение структуры проданных товаров.

Индексы с переменными весами не дают возможности перехода от цепных индексов к базисным, и наоборот [12], так как веса их различны:

(?p₁q₁ / ?p₀q₁) * (?p₂q₂ / ?p₁q₂) ? (?p₂q₀ / ?p₀q₀)

Индексы с постоянными весами допускают возможность перехода от цепных к базисным индексам, и наоборот. Перемножив два (или несколько) цепных индексов с постоянными весами, получим базисный индекс:

(?p₁q₀ / ?p₀q₀) * (?p₂q₀ / ?p₁q₀) = (?p₂q₀ / ?p₁q₀),

а поделив два базисных индекса с постоянными весами, получим цепной:

(?p₂q₀ / ?p₀q₀) / (?p₁q₀ / ?p₀q₀) = (?p₂q₀ / ?p₁q₀).

В связи с разнообразием индексов возникает вопрос о выборе наиболее пригодного из них в каждом конкретном случае. Так, для характеристики изменения цен по сравнению с начальным периодом без учета изменений в структуре проданных (произведенных) товаров применяют общие базисные индексы с постоянными весами, в тех же целях, но с учетом изменения структуры - базисные индексы с переменными весами [15]. Для определения изменения цен каждого периода по сравнению с предыдущим без учета изменений в структуре проданных товаров применяют цепные индексы с постоянными весами, с учетом изменений в структуре - цепные индексы с переменными весами.

Среднеарифметический и среднегармонический индексы

Агрегатные индексы цен, физического объема товарооборота и др. могут быть вычислены при условии, если известны индексируемые величины и веса, т.е. р и q. Но в ряде случаев мы не располагаем необходимыми данными, а имеем произведение p*q и индивидуальные индексы. Возникает проблема построения средних индексов, идентичных агрегатным, путем осреднения индивидуальных индексов. Эта задача решается преобразованием агрегатного индекса в среднеарифметический и среднегармонический индексы.

В тех случаях, когда не известны отдельные значения p₁ и q₁ , а дано их произведение p₁q₁ - товарооборот отчетного периода и индивидуальные индексы цен, и сводный индекс должен быть вычислен с отчетными весами, применяется среднегармонический индекс цен. Причем индивидуальные индексы должны быть взвешены таким образом, чтобы среднегармонический индекс совпал с агрегатным [14]. Из формулы i_p = p₁/ p₀

определим неизвестное p₀ значение и, заменив в формуле агрегатного индекса

I = ?p₁q₁ / ?p₀q₀ значение p₀ = p₁/ i_p, получим [16]:

I_p = ?p₁q₁ / ?(p₁q₁)/i_p.

Индекс в такой форме называется среднегармоническим.

Глава 2. Динамики цен на овощную и фруктовую продукцию

Приведем данные по цене на помидоры (в руб. за кг.) [17].

Изучим динамику цен с помощью индексов

Абсолютный прирост

Темп роста:

цепные темпы роста;

базисные темпы роста;

-- темп роста за весь период.

Темп прироста , )

Абсолютное значение одного процента прироста

Средний уровень .

В общем виде средний уровень моментного ряда .

Средний абсолютный прирост

Средний абсолютный прирост .

Средний темп роста,

Средний темп роста ,

Можно видеть, что цены росли в среднем на 2руб. в месяц, или средним темпом роста равным 16,35%. Цена за отчетный период возросла на 46,8%.

Рассмотрим

Отобразим теперь полученные результаты на графике

Может теперь проследить динамику инфляции. Линия тренда показывает, что темп инфляции растет.

Заключение

Увеличение темпов роста цен на овощи на потребительском рынке может быть связано как с увеличением издержек торгующих организаций, так и их стремлением к сохранению уровня прибыли.

За январь-июнь текущего года индекс потребительских цен на плодоовощную продукцию составил 138,6% (131,5% в 2006 г.).

Динамика цен на плодоовощную продукцию определяется сезонностью выхода продукции. Наибольший уровень цены устанавливается в зимние и весенние месяцы под влиянием сокращающегося предложения. В период поступления продукции нового урожая (июль-сентябрь) цены снижаются.

В целях расширения сезонного предложения овощной продукции на внутреннем рынке и сглаживания сезонного колебания потребительских цен постановлением Правительства Российской Федерации от 24 января 2007г. № 44 «О сезонных пошлинах на отдельные виды овощей, ввозимых на территорию Российской Федерации» с 25 февраля по 31 мая 2007года на капусту, морковь и свеклу ставка ввозной таможенной пошлины была снижена с 15% до 5 процентов.

По данным ФТС России за январь-май текущего года контрактные цены на импортные овощи выросли на 67,3% по сравнению с соответствующим периодом 2006 года.

В период действия сезонной ставки ввозной таможенной пошлины эффект от повышения цен на импортную продукцию был менее заметен.

По прогнозу Росгидромета с учетом сложившихся и ожидаемых агрометеорологических условий валовой сбор картофеля в 2007 году ожидается ниже, чем в 2006 году.

Динамика цен во втором полугодии, когда на рынок поступает новый урожай, носит понижательный характер. Учитывая неблагоприятные погодные условия для формирования урожая картофеля и овощей, вероятно, их предложение сократится, что окажет влияние на ценовую конъюнктуру рынков этих видов сельхозпродукции во второй половине текущего года.

Инфляционный скачек в этом году привел к существенному увеличению цен на продовольствие и на всю сельхоз продукцию.

Литература

1. Голуб Л. А. Социально-экономическая статистика. 2003

2. Бурцева С. А. Статистика финансов. 2004

3. Громыко Г.Л. Теория статистики. 2007

4. Елисеева И. И., Силаева С. А., Щирина А. Н. Практикум по макроэкономической статистике. 2007

5. Елисеева И.И. Общая теория статистики: Учебник для ВУЗов. - М.: Финансы и статистика, 2004.

6. Ефимова М.Р., Петрова Е.В., Румянцев В.Н. Общая теория статистики: Учебник. - М.: ИНФРА-М, 2002.

7. Ефимова М. Р., Бычкова С. Г. Практикум по социальной статистике. 2005

8. Теория статистики: Учебник. / Под ред. Р.А. Шмойловой. - М.: Финансы и статистика, 2002.

9. Назаров М. Г. Курс социально-экономической статистики. 2003

10. Палий И.А. Прикладная статистика. 2007

11. Курс социально-экономической статистики: Учебник для вузов / Под ред. Проф. М.Г.

12. Практикум по социальной статистике: Учеб.пособие/ Под ред. И.И.Елисеевой.-М.: Финансы и статистика, 2002.

13. Экономическая статистика: Учебник / Под ред. Ю.Н. Иванова. - М.: ИНФРА-М, 2002.

14. Кибанов А.Я. «Экономика и социология труда: Учебник». - М.: ИНФРА-М, 2003. - 584с.

15. Липсиц И.В. «Экономика: учебник для вузов». - М.: Омега-Л, 2006. - 656с. - (Высшее экономическое образование).

16. Октябрьский П.Я. «Статистика: Учебник». - М.: ТК Велби, Изд-во Проспект, 2005.-328с.

17. http://www.mcx.ru/ -министерство сельского хозяйства