Правила побудови та обчислення загальних індексів у суспільних явищах
Особливості використання індексного методу у правовій статистиці, який застосовується при проведенні кримінологічних досліджень, за допомогою якого можна прослідкувати динаміку зміни тяжкості окремих видів злочинів, ступінь небезпеки злочинності у цілому.
| Рубрика | Государство и право |
| Вид | реферат |
| Язык | украинский |
| Дата добавления | 10.02.2011 |
| Размер файла | 46,9 K |
Отправить свою хорошую работу в базу знаний просто. Используйте форму, расположенную ниже
Студенты, аспиранты, молодые ученые, использующие базу знаний в своей учебе и работе, будут вам очень благодарны.
Размещено на http://www.allbest.ru/
МІНІСТЕРСТВО ОСВІТИ І НАУКИ УКРАЇНИ
РЕФЕРАТ
на тему «Правила побудови та обчислення загальних індексів у суспільних явищах»
з дисципліни “Правова статистика ”
Харків 2011
Зміст
Вступ
1. Поняття індексного методу
2. Правила побудови індивідуальних індексів
3. Правила побудови та обчислення загальних індексів
4. Поняття середніх індексів
5. Базисні та ланцюгові індекси
6. Система взаємопов`язаних індексів
Висновки
Список літератури
Вступ
Слово індекс (іndex) означає “показник” і застосовується в різних галузях науки. Індексом у статистиці називається відносний показник, який характеризує зміну рівня якогось суспільного явища з часом або його співвідношення у просторі, а також порівняно з плановим завданням.
У статистичній практиці, особливо в економічній статистиці, індекс найбільш вживаний узагальнюючий показник. З допомогою індексів характеризується розвиток національної економіки в цілому і окремих її галузей, аналізуються наслідки виробничо-господарської діяльності підприємств, досліджується роль окремих факторів у формуванні важливіших економічних показників, виявляються резерви (особливо приховані) виробництва. Індекси використовуються також для міжнародних співставлень економічних показників, визначення рівня життя населення і т.п.
Юристам також досить часто приходиться мати справу з індексним методом при аналізі правових явищ. Наприклад, при розслідуванні господарських, службових злочинів, аналізі висновків бухгалтерської, товарознавчої експертиз, для орієнтації у цілому ряді складних економічних питань.
Широка амплітуда застосування індексного методу при проведенні кримінологічних досліджень. За його допомогою можна прослідкувати динаміку зміни тяжкості окремих видів злочинів і ступеню суспільної небезпеки злочинності у цілому і по окремих видах злочинів. Це дає змогу ефективніше вирішувати питання у сфері попередження злочинності та інших правопорушень.
Цими обставинами і обумовлюється необхідність знання індексного методу для аналізу соціально-правових явищ.
1. Поняття індексного методу
Як відомо, більшість суспільних явищ, які вивчаються статистикою, складаються із багатьох окремих складових елементів. У практиці статистичної роботи до індексів відносяться показники, які не тільки характеризують співвідношення цих явиш у цілому й їх окремих складових частин.
В нашій країні в теорії індексів склалося два напрямки: узагальнююче, або синтетичне та аналітичне, які і обумовлюють можливість інтерпретації індексів. За допомогою використання індексів можна вирішити такі основні завдання:
1) характеристику загальної зміни складного економічного показника (наприклад, затрат на виготовлення або придбання продукції) або формуючих його окремих показників (факторів);
2) виділення у зміні складного показника впливу одного із факторів шляхом виключення впливу інших факторів (наприклад, зростання виторгу від реалізації під впливом зростання цін без урахування зміни виробництва продукції і натуральному виразі).
Способи побудови індексів залежать від змісту показників, що вивчаються, методології їх розрахунку, наявних вихідних даних і цілей дослідження.
По ступеню охоплення елементів сукупності прийнято розрізняти дві категорії індексів: індивідуальні та загальні. Індекс, який характеризує співвідношення величин окремого явища, називається індивідуальним, він позначається літерою "і" та супроводжується показником індексованої величини (тієї величини, зміна якої вивчається). Індекс, котрий характеризує співвідношення рівнів усього явища в цілому або його частин, що складаються з кількох окремих елементів, які безпосередньо не піддаються підсумовуванню, - загальним. Позначають загальні індекси літерою “І” і також обов`язково супроводжується показником індексованої величини, тому що лише в цьому випадку ми можемо визначити назву загального індексу. Загальні індекси відносяться, на нашу думку, до узагальнюючих показників.
Отже, індивідуальні індекси - це відносні величини планового завдання, виконання плану, динаміки (темпи зростання) і порівняння. Решта видів відносних величин до індексів не належить. Індивідуальні індекси обчислюються подібно тому, як обчислюються та чи інша відносна величина.
Окремі елементи, з яких складається те чи інше суспільне явище, можуть бути однорідними і неоднорідними. Однорідні елементи можна підсумовувати. Особливості індексного методу, які дають змогу відрізняти його від методу обчислення відносних величин, проявляються при розрахунку індексів для складного явища, одиниці якого не піддаються безпосередньому підсумовуванню, тому що вони можуть мати різні споживчі властивості (наприклад, 1 тонна пшениці та 1 тонна сталі), або різні одиниці вимірювання (наприклад, кількість виробленої продукції тваринництва: молока, м'яса та ін. в натуральних одиницях виміру).
Безпосередня несумісність окремих частин складного явища зовсім не означає, що їх не можна взагалі зробити сумірними. У цьому разі, якщо окремі частини у відношенні, яке розглядається, якісно однорідні, то для них завжди можна і треба знайти загальну міру, тобто спільномірник. Інакше кажучи, для обчислення загальних індексів виникає потреба в застосуванні спеціальних засобів, які складають специфіку індексного методу.
Залежно від змісту та характеру індексованої величини розрізняють індекси кількісних показників (наприклад, індекс фізичного обсягу продукції) і індекси якісних показників (наприклад, індекс цін, собівартості)
Залежно від вибору бази порівняння, яка визначається ціллю дослідження, існує два можливих способів їх розрахунку: ланцюговий та базисний. Ланцюгові індекси одержуємо шляхом порівняння поточних рівнів з попереднім, в цьому випадку база порівняння безперервно змінюється. Базисні індекси обраховуються по відношенню до якогось, як правило, першого рівня, прийнятого за базу порівняння.
Залежно від методології обчислення показників розрізняють агрегатні індекси і середні з індивідуальних індексів, які в свою чергу, поділяються на середні арифметичні та середні гармонічні індекси. Термін агрегатний індекс витікає з латинського слова “агрегат” (aggregatus) - підсумовувати, компонувати, комбінувати.
Агрегатні індекси якісних показників поділяються на індекси перемінного та індекси фіксованого (постійного) складу.
Інколи використовують і інший розподіл індексів, наприклад, індекси поділяють на індивідуальні, групові, агрегатні (сукупні).
В загальній теорії статистики, більшості галузевих статистиках, зокрема в соціально-демографічній індексний метод застосовується дуже широко. Перехід на міжнародну систему статистики, який зараз відбувається в Україні, вимагає значного вдосконалення індексного методу, особливо для вимірювання динаміки розвитку всього господарства країни, а також для обчислення індексів цін та фізичного обсягу продукції.
У правовій статистиці найчастіше використовуються індивідуальні індекси. Якщо необхідно обчислити динаміку однорідних показників, то можна використовувати індивідуальний індекс, який дасть змогу з'ясувати, як змінилось те чи інше явище за той чи інший час або в просторі.
У правовій статистиці, як правило, загальні індекси практично не використовуються. Це обумовлено в першу чергу тим, що дуже важко знайти спільномірник для того чи іншого правового явища. Наприклад, необхідно обчислити середню зміну кількості зареєстрованих злочинів з урахуванням їх тяжкості, якщо відомо, що кількість деяких з них зменшилась, а інших, навпаки, зросла. Інакше кажучи, нам необхідно обчислити загальний індекс злочинності. Для цього спочатку треба прийняти рішення, як можна підсумовувати такі різні злочини, як наприклад, хуліганство, і обман покупців, зґвалтування і крадіжка індивідуального майна громадян, вбивство та інші види злочинів. Цим обумовлено те, що у правовій статистиці індексний метод в повному обсязі не застосовується. Індивідуальні індекси обчислюються і використовуються дуже широко, а загальні індекси - тільки в наукових цілях, тому що їх застосування значно розширює можливості аналізу явищ у різних їх проявах, особливо для аналізу того, під впливом яких факторів змінилось те чи інше явище.
2. Правила побудови індивідуальних індексів
правова статистика кримінологічний злочинність
Показник, співвідношення рівнів якого характеризує індекс, називається індексованим показником (індексованою величиною). При обчисленні індексів відрізняють звітний та базисний періоди. Звітний період - це той, рівні якого порівнюються, а базисний - це період, з рівнем якого провадиться порівняння. Відповідно до цього усі показники мають назву або звітних, або базисних. Якщо показники порівнюються по відношенню до планового завдання, то базою порівняння в цьому разі буде планове завдання.
Індивідуальний індекс дає змогу з'ясувати, як відрізняється рівень звітного періоду по відношенню до рівня базисного, тобто, на скільки відсотків або в скільки разів звітний рівень більше чи менше базисного рівня. Якщо величина обчисленого індексу більше 1 або 100 %, то це характеризує, що рівень явища в звітному періоді зростав, а якщо індекс менше 1 або 100 %, то це свідчить, що рівень явища в звітному періоді зменшився порівняно до базисного періоду.
Як раніше підкреслювалось, індивідуальний індекс - це відносна величина. Індивідуальний індекс динаміки - це співвідношення рівня звітного періоду індексованої величини до рівня базисного (попереднього) періоду, темп зростання явища. Індивідуальний територіальний індекс - це співвідношення показників одного і того ж підприємства або району до рівня відповідного показника іншого району або підприємства, який взято у вигляді, бази порівняння.
Індивідуальні індекси прийнято позначати, як вже відмічалося літерою “і”. Якщо, наприклад, ціну одиниці продукція позначити літерою "Р", то індивідуальний індекс ціни виражається формулою:
де 1 - звітний рівень показника; 0 - базисний рівень показника.
Аналогічно можна обчислити і індивідуальний індекс будь-якого виду злочинів. Якщо позначити індексовану величину літерою З (злочин), то відповідно індивідуальний індекс одного виду злочинів прийме вигляд:
Наприклад, в одному районі міста (позначимо його район “А”) в попередньому (базисний рівень) році було зареєстровано 50 хуліганства, а в цьому році - 45; в іншому районі міста (позначимо його район “Б”) в попередньому році - 60, а в цьому році - 72. (Чисельність населення в цих районах міста майже однакова: в районі “А” прописано 195 тисяч населення, в районі “Б” - 177). Індивідуальний індекс динаміки хуліганства в районі “А” склав 0,90, або 90 % (45 : 50), в районі “Б” - 120 % (72 : 60 = 1,2). Індивідуальний територіальний індекс (будемо порівнювати рівень району “Б” відповідно до рівня району “А”, тобто район “А” буде виступати базою порівняння) в попередньому році склав 120 % (60 :50 = 1,2), в цьому році - 160 % (72 : 45 = 1,6). Можна було взяти рівень району “Б”; в цьому разі одержаний результат був би зовсім іншим, він характеризував би наскільки менше зареєстровано хуліганства в районі “А” відповідно до району “Б”.
Наведені формули і приклад обчислення індивідуального індексу наочно свідчать, що правила побудови та обчислення їх повністю співпадають із технікою обчислення відносних величин. В нашому прикладі в межах кожного району було спочатку обчислено показник, техніка обчислення якого нічим не відрізняється від техніки обчислення відносної величини динаміки. У процесі подальшого порівняння показників різних районів, одержано показник, який нічим не відрізняється від відносної величини порівняння.
Індивідуальні індекси можуть обчислюватися або в коефіцієнтах, або у відсотках.
3. Правила побудови та обчислення загальних індексів
Агрегатний індекс - основна форма загального індексу
Як вже підкреслювалось, одним з видів узагальнюючих показників є загальні індекси.
Одне із основних питань теорії індексного методу - це питання про побудову формули для обчислення загального індексу. Головне при цьому - це відшукання таких спільномірників (ваг), за допомогою яких можна перейти від сукупності елементів, безпосередньо неспільномірних, до іншої сукупності, елементи якої піддаються безпосередньому підсумовуванню.
Як вже підкреслювалось, загальні індекси дуже широко використовуються в статистиці промисловості, тому техніку побудови та обчислення загальних індексів розглянемо на прикладі обчислення загального індексу цін. Для спрощення обчислення будемо виходи з того, що на підприємстві виробляється лише два види різної продукції; ця продукція має різні одиниці виміру (метри і кілограми) і різну вартість (дивись дані табл. 1).
Таблиця 1 Виробництво продукції на підприємстві за два роки
|
Вид продукції |
Одиниця виміру |
Базисний період |
Звітний період |
Індивідуальні індекси цін, % |
Вартість продукції звітного періоду, грн. |
Умовна вартість продукції, грн. |
|||
|
кількість, тис. |
ціна, грн. |
кількість, тис. |
ціна, грн. |
||||||
|
умовні позначення |
q0 |
P0 |
q1 |
P1 |
ip |
P1q1 |
P0q1 |
||
|
А |
кг |
21 |
2,00 |
19 |
2,30 |
109,5 |
43700 |
38000 |
|
|
В |
м |
18 |
8,10 |
13 |
8,30 |
102,5 |
107900 |
105300 |
|
|
Усього: |
- |
- |
- |
- |
- |
151600 |
143300 |
Застосовуючи прийняті умовні позначення, наведемо усі позначення, які будемо використовувати для обчислення загальних індексів (див. табл. 21).
q0 - кількість продукція у натуральному виразі в базисному періоді;
q1 - кількість продукція в звітному періоді;
Р0 - ціна одиниці продукція в базисному періоді;
Р1 - ціна одиниці продукція в звітному періоді.
Індивідуальний індекс цін (іp) обчислимо за формулою, яка наведена в §2 даного розділу і результати розрахунку занесемо до табл. 1.
Для того, щоб обчислити загальний індекс цін, який буде характеризувати разом зміну двох видів продукції, які одночасно вироблялись на цьому підприємстві, треба, щоб у чисельнику і знаменнику формули індексу були величини спільномірні, тобто ті, які піддаються безпосередньому підсумовуванню.
Ціну за одиницю різних видів продукції безпосередньо підсумовувати не можна, тому що ці види продукції мають різні одиниці виміру (продукція "А" вимірюється в кілограмах, а продукція "В" - в метрах). Для обчислення загального індексу цін треба знайти спільномірник (вагу індексу). Спільномірники індексу знаходять, базуючись на економічному аналізі того чи іншого явища. Спільномірниками в індексах можуть бути лише ті показники, з якими щільно пов'язані індексовані величини.
При обчисленні загального індексу цін за спільномірник беруть кількість виробленої продукції, тому що добуток ціни одиниці продукції на її кількість дорівнює її вартості в грошовому виразі, яку можна підсумувати по окремих видах продукції. Щоб виявити зміни тільки ціни продукції, спільномірники треба брати однакові (незмінені) для обох порівнювальних періодів. Тільки таким чином можна уникнути впливу на індекс цін зміни кількості виробленої продукції.
Але постає питання, кількість продукції якого періоду (звітного або базисного) слід узяти як вагу? При обчисленні індексу цін виходимо із фактичної вартості продукції звітного періоду (тобто із величини, яку ми маємо в дійсності), порівнюємо її з можливою вартістю виробленої продукції, якщо б продукція в звітному періоді реалізовувалась за ціною базисного періоду. Отже за вагу загального індексу цін треба взяти кількість продукції звітного періоду. Користуючись позначеннями, які наведені раніше можна записати формулу загального агрегатного індексу цін:
,
де І - загальний індекс (агрегатний), У - знак підсумовування.
Використовуючи цю формулу, за даними, які наведені в табл. 1, одержимо Іp = 105,8 % (151600 : 143300 = 1,058). Це свідчить, що в середньому на підприємстві в звітному періоді порівняно з базисним періодом ціни зросли на 5,8 %.
Такий принцип розрахунку індексу цін було свого часу запропоновано німецьким економістом Г.Пааше в 1874 р., тому цей індекс прийнято називати індексом Пааше. І у статистиці ця теорія побудови агрегатних індексів є загальновживаною.
Наведена формула загального індексу цін є найбільш вживаною формулою агрегатного індексу. Агрегатним індексом у статистиці називають загальний індекс, який характеризує співвідношення двох сум, кожна з якої є добутком індексованої величини (в нашому прикладі ціна) на її спільномірник (кількість виробленої продукції в нашому прикладі). Суми, які порівнюються в агрегатному індексі, відрізняються тільки індексованими величинами, а спільномірники є незмінними. Індексовані величини в формулі завжди записуються на першому місці після знаку підсумовування, а вага - на другому місці.
В агрегатному індексі завжди обов'язково вага однакова в чисельнику і в знаменнику формули. Індексованою величиною завжди відрізняються той чи інший вид агрегатного індексу. Кожний вид має значення реальне, тому що характеризує, як змінюються складне явище під впливом різних його складових частин. За даними, які наведені в табл. 21, ми можемо одержати відповідь на запитання, скільки ми отримали доходів внаслідок зміни кількості виробленої продукції і скільки внаслідок зміни ціни одиниці продукції.
Треба тільки сформулювати основне правило побудови агрегатних індексів, яке витікає з побудови його, як індексу Пааше. Усі показники, які застосовуються в статистиці, бувають двох видів: кількісні і якісні.
Кількісні показники дають змогу охарактеризувати загальний обсяг того чи іншого явища. До них відносяться, наприклад, кількість виробленої продукція в натуральних одиницях виміру, чисельність працюючих, загальні затрати часу, коштів на вироблену продукцію, величина посівної площі тощо.
Якісні показники дають змогу охарактеризувати рівень явища в розрахунку на одиницю сукупності: ціна одиниці продукції, собівартість одиниці продукції, затрати робочого часу на одиницю продукції (трудомісткість одиниці продукції), продуктивність праці і т.п. Як правило, якісні показники - це середні або відносні величини.
Кількісні та якісні показники завжди пов'язані між собою. Цей взаємозв'язок завжди виявляється таким чином: добуток кількісного показника на взаємопов'язаний з ним якісний показник дає змогу одержати новий більш складніший якісний показник. Так, наприклад, за даними нашого прикладу (див. табл. 21) добуток ціни на кількість виробленої продукції дає змогу отримати загальну вартість усієї продукція (якісний показник).
Виходячи з економічної суті явищ, прийнято в статистиці при обчисленні агрегатного індексу кількісних показників за вагу брати на рівні базисного періоду, а в індексах якісних показників - на рівні звітного періоду. Тому, наприклад, формула агрегатного індексу фізичного обсягу продукції матиме такий вигляд:
.
Використовуючи цю формулу, ми одержимо відповідь на запитання, як змінився обсяг виробленої продукції (або реалізованої), якщо ціни взяті незмінні на рівні базисного періоду. Для визначення динаміки зміни зростання або зменшення обсягу виробництва він завжди використовується у вітчизняній статистиці у різних галузях господарства (промисловості, торгівлі, будівництва).
За даними, які наведені в таблиці 21, обчислимо знаменник дробу - (21 * 2,00 + 18 * 8,10) = 187800. Застосовуючи формулу агрегатного індексу фізичного обсягу продукції, одержимо його величину, вона дорівнює - 0,763, або 76,3 % (143300 : 187800). Він характеризує зменшення обсягу виробленої продукції у звітному періоді по відношенню до базисного періоду. Інакше кажучи, агрегатний індекс фізичного обсягу продукції характеризує зменшення обсягу продукції у порівнянних цінах.
Аналогічно можна побудувати агрегатний індекс злочинності. Він обчислюється за формулою:
,
де: З0 - кількість зареєстрованих злочинів в базисному періоді; З1 - кількість зареєстрованих злочинів в звітному періоді; т1 - "тяжкість" кожного виду злочинів в звітному періоді.
Наприклад, маємо такі дані про кількість вчинених злочинів на певній території в 2001 р. - 40 навмисних вбивств (ст. 115 ч. 1 - від 7 до 15 років), 150 тяжкі тілесні ушкодження (ст. 121 ч. 1 - від 5 до 8 років), 220 хуліганств (ст. 296 ч. 2 - до 4 років), 600 крадіжки (ст. 185 ч. 1 - до 3 років).
В 2002 р. на цій же території вчинено: 38 вбивств, 135 тяжких тілесних ушкоджень, 210 хуліганств, 610 крадіжок. Підрахуємо загальну кількість вчинених злочинів: у 2001 р. - 1010; у 2002 р. - 993. Відносна величина динаміки, яка буде характеризувати загальне зменшення злочинності складе 98,3 %.
Відповідно до наведеної раніш формули обчислимо коефіцієнт злочинності в регіоні, для чого спочатку звернемося до ч. 2 ст. 63 про строки покарання до позбавлення волі від 1 року до 15 років. Бали визначено, як середню просту арифметичну величину кількості років позбавлення волі відповідно до тієї чи іншої статті КК України:
ІЗ = (38 * 11 + 135 * 6,5 + 210 * 2,5 + 610 * 2) : (40 * 11 + 150 * 6,5 + 220 * 2,5 + 600 * 2) = 3040,5 : 3165 = 0,961, або 96,1 %.
Одержані нами результати свідчать, що в досліджуваному регіоні дійсно більш швидкими темпами зменшились тяжкі злочини, що і призвело до такої картини, що агрегатний індекс злочинності значно менший, ніж відносна величина динаміки. Якщо ці індекси обчислити по різних регіонах по усіх зареєстрованих злочинах, то можна встановити більш реальний криміногенний стан злочинності в країні.
Аналогічно можна записати і формулу індексу судимості:
,
де: С0 - сумарна кількість засуджених в базисному періоді; С1 - сумарна кількість засуджених в звітному періоді; т1 - "тяжкість" кожного виду злочинів в звітному періоді в балах, які мають вираження у роках позбавлення волі.
Застосування на практиці показника - агрегатного індексу судимості дасть змогу більш реально оцінити заходи кримінальної репресії. Порівнюючи індекси судимості, який можна розрахувати на базі реальних мір покарання, які були призначені судом, з мірами покарання, визначеними в кримінальному кодексі, можна оцінити ступінь невідповідності кримінально-судової практики кримінальній політиці, яка закладена в КК.
Як вже підкреслювалося, індекс (агрегатний) злочинності, судимості на практиці не розраховується і не застосовується тому, що не вирішено питання, як дійсно виявити "тяжкість" того чи іншого виду злочинів.
Більшість вчених вважають, що для цього можливо використання умовних балів, які можна розрахувати на базі строків позбавлення волі за чинним законодавством, а інші види покарань перерахувати в строки позбавлення волі, як це прийнято в практиці відбуття покарання. Так, наприклад, кожний рік позбавлення волі - це одиниця, тоді 2 роки позбавлення волі будуть дорівнювати 2 балам і т.п.; довічне ув`язнення, на нашу думку, - 25 балів.
Незважаючи на те, що дискусії про обчислення та використання загального індексу злочинності чиняться понад 25 років, цей показник поки що реально не використовується для аналізу злочинності.
За ці роки в такій дискусії брали участь багато вчених, але й досі немає одностайної думки про те, як в дійсності перерахувати один вид злочинності і інший. Ми вважаємо, що найбільш розумна точка зору тих вчених (Н.Ф. Кузнецова, А.С. Шляпочников, Г.И. Забрянский та інші), які пропонують, щоб ці бали дорівнювали середній санкції статей КК, а не реальній мірі покарання за окремі кримінальні справи, призначені судом.
Загальні агрегатні індекси в цивільно-правовій, кримінально-правовій та адміністративно-правовій статистиках необхідно будувати на базі теоретичних положень побудови загальних індексів з урахуванням специфіки того чи іншого правового явища.
Існує і зовсім інший варіант побудови агрегатних індексів, який був запропонований Е. Лайспейресом у 1864 р. Цей індекс, наприклад, цін дозволяє отримати різницю між сумою фактичного товарообігу базисного періоду (?p0 q0) і можливим обсягом товарообігу при продажу тих же товарів за новими цінами (цінами звітного періоду) (?p1 q0). Ці особливості індексу Ласпейреса обумовлюють можливість його використання при прогнозуванні обсягів товарообігу із намічуваними змінами цін на товари у майбутньому. Але для повсякденних розрахунків у вітчизняній статистиці агрегатний індекс Ласпейреса не використовується.
4. Поняття середніх індексів
Основною формулою будь-якого загального індексу є агрегатний індекс, бо він найбільш чітко розкриває економічний зміст досліджуваного явища. З суті агрегатного індексу стає зрозумілим, зміни якого явища досліджуються за допомогою того чи іншого індексу, які показники і на рівні якого періоду часу взяті як ваги.
Будучи основною формою загального індексу, агрегатний індекс у зв'язку з цим являє собою вихідну базу для побудови загального індексу в іншій формі - у формі середньої величини із індивідуальних індексів. Критерієм правильності побудови середнього індексу є його рівність агрегатному індексу. Тому питання про форму середньої та про систему її ваг вирішується перетворенням формули агрегатного індексу.
Агрегатний індекс перетворюється у середній із індивідуальних індексів шляхом підстановки або у чисельнику, або у знаменнику агрегатного індексу замість індексованого показника його виразу, який виводиться із формули відповідного індивідуального індексу. Якщо така підстановка зроблена в чисельнику, то агрегатний індекс буде перетворено у середній арифметичний, а якщо у знаменнику - то в середній гармонічний з індивідуальних індексів.
Як правило, середній арифметичний і середній гармонічний обчислюють лише тоді, коли чомусь відсутні необхідні дані, які потрібні для обчислення агрегатного індексу з первинних даних.
Наприклад, іноді в практичній діяльності є лише дані про кількість виробленої продукції в базисному та звітному періодах у фактичних цінах та індивідуальні індекси обсягу окремих видів продукція в натуральних одиницях виміру. Зрозуміло, що за цими даними не можна обчислити агрегатний індекс фізичного обсягу продукція, але завжди можна обчислити його за формулою середнього арифметичного індексу. Для цього достатньо мати дані про індивідуальні (або групові) індекси обсягу продукція та вартості продукція по окремих видах її в базисному періоді. З формули індивідуального індексу фізичного обсягу продукції іq=q1:q0, шляхом простих арифметичних дій його не важко перетворити у середній арифметичний індекс. Для цього необхідно замінити індексовану величину у чисельнику агрегатного індексу. Формула середнього арифметичного індексу фізичного обсягу продукція матиме такий вигляд:
Аналогічно можна побудувати і середній гармонічний індекс, тим більше, що іноді він має практичне значення. Індекси державних (прейскурантних) роздрібних цін основної маси товарів і загальний індекс цін для всієї сукупності товарів обчислюють за формулою середнього гармонічного індексу з вагами звітного періоду:
Використання середнього гармонічного для обчислення наведеного раніше індексу пов'язано з тим, що на практиці раніш мали дані про загальну виручку від продажу товарів, тобто не мали окремих даних про кількість реалізованих товарів в натуральних одиницях виміру. При цьому вихідними вагами для побудови індексу цін були дані про товарообіг в звітному періоді по 92 товарних групах. В останні роки у торгівлі маємо дані про обсяг реалізованих товарів в натуральних одиницях виміру. Тому зрозуміло, що обчислення середніх індексів зараз має теоретичне значення, а також використовується з метою порівняння за тривалий час при наукових дослідженнях.
Усі перетворення агрегатних індексів зроблено на основі індексу Пааше. Аналогічно при відсутності тих чи інших вихідних даних можна побудувати середні індекси і обчислити їх і в правовій статистиці.
5. Базисні та ланцюгові індекси
У всіх попередніх прикладах порівнювалися дані лише за два періоди. Дуже часто при аналізі того чи іншого суспільного явища доводиться оперувати даними за три і більше послідовних періодів. У цих випадках виникає питання про вибір бази порівняння. Залежно від того, що приймається за базу порівняння, індекси бувають базисні та ланцюгові.
Базисні індекси одержують шляхом порівняння абсолютних рівнів кожного періоду з рівнем якогось періоду (звичайно початкового), прийнятого за базу порівняння.
Ланцюгові індекси одержують шляхом порівняння абсолютного рівня кожного періоду з рівнем попереднього періоду.
Розглянемо техніку побудови базисних і ланцюгових індивідуальних індексів на базі даних, наведених в табл. 2.
Таблиця 2 Кількість зареєстрованих злочинів в районі
|
Рік |
Кількість злочинів |
Індекси |
||
|
базисні |
ланцюгові |
|||
|
1997 |
55 |
1 |
- |
|
|
1998 |
41 |
0,745 |
0,745 |
|
|
1999 |
51 |
0,927 |
1,244 |
|
|
2000 |
63 |
1,145 |
1,235 |
|
|
2001 |
60 |
1,091 |
0,952 |
|
|
2002 |
57 |
1,036 |
0,952 |
Між базисним та ланцюговим індивідуальними індексами існує взаємозв'язок, що дає змогу переходити від ланцюгових індексів до базисних і навпаки.
Послідовне перемноження ланцюгових індексів дає базисний індекс відповідного періоду. Так, наприклад, послідовне перемноження перших трьох ланцюгових індексів дає змоги одержати базисний індивідуальний індекс, який характеризує співвідношення рівня четвертого періоду (2000 р.) до першого (1997 р.), тобто маємо 0,745 х 1,235 х 1,244= 1,145.
Ланцюгові індекси можна одержати з базисних шляхом ділення відповідного базисного індексу на попередній базисний індекс. Якщо, наприклад, поділити другий базисний індекс (1999 р.) на перший базисний індекс (1998 р.), то одержимо другий ланцюговий індекс (1999 р.) - 0,927 : 0,745 = 1,244.
Наведені дані і методика обчислення базисних та ланцюгових індексів наочно свідчать про те, що індивідуальні індекси нічим не відрізняються від відносних величин динаміки.
Застосування базисних або ланцюгових індивідуальних індексів залежить від мети дослідження. Якщо треба охарактеризувати динаміку явища порівняно з певним періодом, то обчислюють базисні індекси, а якщо треба виявити результати зміни кожного окремого періоду порівняно з попереднім - ланцюгові індекси.
Інша справа, якщо нам потрібно обрахувати загальні індекси базисним або ланцюговим способом, тому що завжди виникає питання про використання постійних або змінних ваг, тому що залежно від мети дослідження використовуються і ті і інші. Якщо для всього індексного ряду застосовують ваги на рівні одного і того самого періоду, то базисні та ланцюгові індекси мають постійні ваги, а якщо ваги змінюються від одного індексу до другого, то індекси мають змінні ваги. Для індексів з постійними вагами зберігається співвідношення між ланцюговими і базисними індексами, яке встановлено для індивідуальних індексів. (В правовій статистиці вони, як правило, не використовуються).
Індекси фізичного обсягу продукції будуються, як правило, з фіксованими (постійними) вагами, тому що у звітності ми маємо дані про кількість виробленої продукції у незмінних (порівняльних) цінах. Ці індекси мають ту перевагу, що співвідношення, яке встановлено для індивідуальних ланцюгових та базисних індексів, зберігається і для них.
Індекси цін, собівартості, продуктивності праці обчислюються з перемінними вагами. Індекси цін з перемінними вагами мають більш реальний сенс, тому що нас цікавить зміна цін відповідно до тих товарів, які були реалізовані у відповідний період. Недоліком усіх індексів із перемінними вагами є те, що з них не можна одержати безпосередньо базисні індекси, маючи ланцюгові, і навпаки.
6. Система взаємопов`язаних індексів
Окремі явища суспільного життя завжди знаходяться між собою у певному зв`язку і цей зв`язок обов`язково відображається у статистичних показниках. Тому кожний загальний індекс треба розглядати не як ізольований показник, а як систему індексів.
Індекс цін з індексом фізичного обсягу і індексом товарообігу пов`язані наступною формою взаємозв`язку:
Ip * Iq = Ipq.
Якщо розкрити цю формулу, то більш подрібніше вона прийме вигляд:
* = .
Серед усіх умовних позначень з`явилося нове лише Ipq - це індекс товарообігу. Він відноситься до загального індексу, але не агрегатного, тому що в ньому змінюються усі показники. Він характеризує, як в дійсності змінився товарообіг за досліджуваний термін часу.
Виходячи із цієї системи взаємозв`язку, якщо ми знаємо два індекси, то ми завжди можемо обрахувати третій індекс. Так, наприклад, використовуючи раніш обчислені агрегатні індекси цін та фізичного обсягу продукції (на базі даних табл. 1), ми може зразу обчислити індекс товарообігу, не звертаючись до первинних даних: 1,058 * 0,763 = 0,807, або 80,7 %.
Якщо звернемося до первинних даних, то одержимо: 151600 : 187800 = 0,807, або 80,7 %.
Цей взаємозв`язок існує завжди за якими б формами агрегатних індексів ми б їх не обчислювали. Інша справа в тому, що по-різному оцінуються результати обчислення показників.
В нашому прикладі (табл. 1) приходимо до висновку, що внаслідок зміни ціни та кількості виробленої продукції загальний обсяг товарообігу склав 80,7 %, тобто зменшився на 19,3 % у звітному періоді по відношенню до базисного. Така зміна обсягу товарообігу була обумовлена впливом двох основних факторів: зменшенням кількості виробленої продукції, що дало зменшення на 23,7 % (100 - 76,3), і зростанням ціни одиниці продукції, що збільшило товарообіг на 5,8 % (105,8 - 100).
Аналогічно можна використовувати такий взаємозв`язок індексів у правовій статистиці з метою з`ясування за рахунок чого змінилась динаміка злочинності: зміни кількості зареєстрованих злочинів чи зміни тяжкості вчинених злочинів. Проаналізувати у вигляді взаємозв`язаних індексів можна і зміни у загальному відсотку розкриття злочинів: скільки обумовлено зміною кількості та структурою порушених кримінальних справ, а скільки обумовлено зміною кількості розкритих злочинів. Причому таке порівняння можна проводити для порівняння роботи окремих територіальних одиниць.
Кожний з цих окремих показників, який входить до загального індексу, є також результативним по відношенню до первинних даних, тому можна побудувати індекси з трьома і більше множниками з метою аналізу впливу другорядних факторів на результативну ознаку. Тим паче, що в літературі розроблена теорія взаємозв`язку питомої ваги засуджених і структури населення за статтю, віком, місцем проживання. Не зупиняючись детально на теорії цього методу, наведемо приведений в цій брошурі взаємозв`язок між п`ятьма індексами, кожен з яких побудовано з чотирма співмножниками. І вигляді формули він матиме такий вигляд:
І1 = І2 * І3 * І4 * І5 ;
,
де: a - питома вага чоловіків і жінок у складі населення у віці від 14 до 60 років; b - питома вага вікових груп у складі населення у віці від 14 до 60 років (14 -17; 18 - 24; 25 - 60); c - питома вага мешканців міст і селищ; d - питома постійного та приїжджого населення.
Тоді зрозуміло, що ми одержуємо індекс динаміки засуджених (І1), який склався внаслідок сумісного впливу індексів зміни: складу населення за статтю (І2); складу населення за віком (І3); у співвідношенні сільського та міського населення (І4); у співвідношенні сталого та приїжджого населення.
Можна сконструювати, виходячи з конкретної мети дослідження, і інші індекси, які будуть характеризувати одночасний вплив на загальну зміну засуджених їх різних класифікацій (наприклад, розподіл засуджених на тих, що вчинили злочин вперше, раніш засуджених і рецидивістів; на навмисних, необережних тощо). Зрозуміло, що обчислювати ці показники краще за тривалий термін часу, з метою одержання реальних змін у структурі засуджених.
Список літератури
Лунеев В.В. Юридическая статистика: Учебник. - М.: Юристъ, 2009. - 400 с.
Постанова Кабінету Міністрів України “Про порядок ведення спеціальної митної статистики” від 12 грудня 2002 р. № 1865. // Урядовий кур`єр 19.12. 2002. - с. 20.
Правова статистика: Навч. посібник /О.Г.Кальман, І.0. Христич. - Х.: “Право”, 2008. - 204 с.
Правова статистика. Курс лекцій./ О.М. Джужа, Ю.В. Александров, В.В. Василевич та інші. Під заг. ред. О.М. Джужи. - К.: [НАВСУ: Правові джерела], 2007. - 336 с.
5. Савюк Л.К. Правовая статистика: Учебник. - М.: Юристъ, 2009. - 588 с.
6. Словарь криминологических и статистических терминов. // Кальман А.Г., Христич И.А. - Х.: ИИПП АПрН Украины, изд-во “Гимназия”, 2008. - 96 с.
7. Статистика: Підручник/За ред, А.В. Головача, А.М. Єріної, О.В. Козирєва. - К.: Вища шк., 2008. - 623 с.
8. Статистика: Підручник/ С.С. Герасименко, А.В. Головач, А.М. Єріна та ін.; За наук. ред. д-ра екон. наук С.С. Герасименка. - 2-ге вид., перероб. і доп. - К.: КНЕУ, 2007. - 467 с.
9. Статистичний облік і звітність у правоохоронних органах України// Кальман О.Г., Христич І.О. Науково-практичний посібник. - Х.: ІВПЗ АПрН УКраїни, вид-во “Гимназия”, 2008. - 140 с.
10. Трофімова Г.Г. Правова статистика: Навч.-метод. посібник для самост. вивч. дисц. - К.: КНЕУ, 2006. - 75 с.
11. Чернадчук В.Д. Правовая статистика: конспект лекций. - К.: МАУП, 2009. - 72 с.
Размещено на Allbest.ru
Подобные документы
Методологія науки кримінології. Класифікація детермінантів злочинності. Інформаційне та організаційне забезпечення попередження злочинів. Поняття і напрями кримінологічних досліджень. Види прогнозування кримінології. Процес кримінологічного прогнозування.
контрольная работа [24,8 K], добавлен 19.07.2011Історичний процес розвитку кримінологічної науки у зарубіжних країнах. Причини розвитку кримінологічних шкіл сучасності та їх вплив на рівень злочинності. Аналіз сучасних закордонних кримінологічних теорій та їх вплив на зменшення рівня злочинності.
курсовая работа [47,8 K], добавлен 07.08.2010Загальні положення про склад злочину, його структурні елементи, характерні риси. Виділення окремих видів складів злочинів (класифікація). Структурні елементи суспільних відносин, їх предмет, суб'єкти. Суспільна небезпека як ознака діяння. Форми вини.
курсовая работа [42,0 K], добавлен 07.10.2014Теоретичні аспекти попередження злочинів - системи по застосуванню передумов, що реалізується шляхом цілеспрямованої діяльності усього суспільства по усуненню, зменшенню й нейтралізації факторів, що сприяють існуванню злочинності та здійсненню злочинів.
реферат [25,1 K], добавлен 17.02.2010Кримінологічна характеристика поняття латентної злочинності. Правовий підхід до класифікації видів латентної злочинності. Об'єктивні, суб'єктивні причини, що зумовлюють існування латентної злочинності. Спеціально-юридичні методи дослідження злочинності.
курсовая работа [31,6 K], добавлен 27.01.2011Аналіз та узагальнення бібліографії наукових досліджень юридичної діяльності в англо-американській правовій сім’ї. Коротка характеристика наукових підходів дослідження юридичної діяльності. Особливості юридичної діяльності в умовах сучасної України.
реферат [26,8 K], добавлен 22.04.2011Методика розслідування нерозкритих злочинів минулих років. Особливості тактики провадження окремих слідчих дій у справах про даний вид злочинів. Непроцесуальна діяльність слідчого по зупинених справах. Розшукові форми непроцесуальної діяльності.
магистерская работа [83,3 K], добавлен 07.10.2010Поняття про взаємозв'язок статистичних показників. Види та форми зв’язків між явищами. Прийоми виявлення щільності зв’язку між показниками досліджуваних явищ. Умови для успішного проведення аналізу матеріалів. Кореляційний аналіз в правовій практиці.
курсовая работа [70,1 K], добавлен 10.02.2011Трудовий договір: поняття, сторони і зміст. Призначення даного документу, порядок та правила його оформлення, напрямки державного регулювання через законодавчі акти. Різновиди трудових договорів, їх відмінності та умови практичного використання.
реферат [41,3 K], добавлен 19.02.2012Місцеві господарськи суди. Проблеми місця господарських судів як у системі загальних судів, так і в цілому в правовій системі держави. Процесу доказування в господарських судах, зокрема визнання засобів доказування та їх процесуального значення.
контрольная работа [32,3 K], добавлен 16.12.2007
