Презентация, доклад по статистике на тему Индексы в статистике

индексы
Индекс Г. Пааше
Пример
Индекс Ласпейреса
Пример
Вывод

сложного экономического явления во времени, в пространстве или по сравнению с планом.

их, необходимо сравнивать различные уровни, которые относятся либо к различным периодам времени, либо к плановому заданию, либо к различным территориям. В связи с этим различают базисный период (период, к которому относится величина, подвергаемая сравнению) и отчетный период (период, к которому относится сравниваемая величина). При исчислении важно правильно выбрать период, принимаемый за базу сравнения.
Показатели, характеризующие изменение более или менее однородных объектов, входящих в состав сложного явления, называются индивидуальными индексами – ix.
Сложные явления, для которых рассчитывается сводный индекс, отличаются той особенностью, что элементы, их составляющие, неоднородны и, как правило, несоизмеримы друг с другом. Поэтому сопоставление простых сумм этих элементов невозможно. Сопоставимость может быть достигнута различными способами:
а) сложные явления могут быть разбиты на такие простые элементы, которые в известной степени являются однородными;
б) сравнение по стоимости, без разбиения на отдельные элементы.

Так, например, если при изучении оптовой реализации продовольственных товаров определяются изменения в продаже отдельных товарных разновидностей, то получают индивидуальные (однотоварные) индексы.
Общие индексы выражают сводные (обобщающие) результаты совместного изменения всех единиц, образующих статистическую совокупность. Пример, показатель изменения объема реализации товарной массы продуктов питания по отдельным периодам будет общим индексом физического объема товарооборота.
Индивидуальные индексы принято обозначать i, а общие индексы — I.
Знак внизу справа означает период:
0 — базисный,
1 — отчетный.

статистических совокупностях сопоставимости разнородных единиц осуществляется введением в индексные отношения специальных сомножителей индексируемых величин. Такие сомножители называются соизмерителями. Они необходимы для перехода от натуральных измерителей разнородных единиц статистической совокупности к однородным показателям. При этом в числителе и знаменателе общего индекса изменяется лишь значение индексируемой величины, а их соизмерители являются постоянными величинами.
В качестве соизмерителей индексируемых величин выступают тесно связанные с ними экономические показатели: цены, количество и др.
Произведение каждой индексируемой величины на соизмеритель образует в индексном отношении определённые экономические категории.

за базисный, в котором цена единицы товара принимается р0, а количество — q0.
Второй период принимается за текущий (или отчетный), в котором цена единицы товара обозначается р1, а количество — q1.
Индивидуальные индексы показывают, что в текущем периоде по сравнению с базисным цена на товар А повысилась на 25%, на товар Б осталась без изменения, а на товар В снизилась на 33%. Количество реализации товара А возросло на 27%, товара Б — на 25%, а товара В — на 50%.

в качестве соизмерителя индексируемых величин p1 и p0 могут приниматься данные о количестве реализации товаров в текущем периоде q1. При умножении q1 на индексируемые величины в числителе индексного отношения образуется значение ∑q1p1,
сумма стоимости продажи товаров в текущем периоде по ценам того же текущего периода. В знаменателе индексного отношения образуется значение ∑q1p0, т.е. сумма стоимости продажи товаров в текущем периоде по ценам базисного периода.
Агрегатная формула такого общего индекса цен имеет следующий вид:
Ip= ∑q1p1/ ∑q1p0 (1)
Расчёт агрегатного индекса цен по данной формуле предложил немецкий экономист Г. Пааше, поэтому он называется индексом Пааше.

индексного отношения
∑q1p1 =25 * 9 500 + 30 * 2 500 + 10 * 1 500 = 327 500 руб.
знаменатель индексного отношения
∑q1p0 = 20 * 9 500 + 30 * 2 500 + 15 * 1 500 = 287 500 руб.
Полученные значения подставляем в формулу 1:
Ip = 327500 / 287500 = 1,139 или 113,9%, (1,139*100%)
Применение формулы 1 показывает, что по данному ассортименту товаров в целом цены повысились в среднем на 13,9% (113,9%-100%).

соизмерителя индексируемых величин р1 и р0 могут применяться данные о количестве реализации товаров в базисном периоде q0. При этом умножение на q0 индексируемые величины в числителе индексного отношения образует значение ∑q0p1, т.е. сумму стоимости продажи товаров в базисном периоде по ценам текущего периода.
В знаменателе индексного отношения образуется значение ∑q0p0, т.е. сумма стоимости продажи товаров в базисном периоде по ценам того же базисного периода.
Агрегатная формула такого общего индекса имеет вид:
Ip = ∑q0p1 / ∑q0p0 (2)
Расчёт общего индекса цен по данной формуле предложил немецкий экономист Э. Ласпейрес, и получил название индекса Ласпейреса.

индексного отношения
∑q0p1 = 25 * 7 500 + 30 * 2 000 + 10 * 1000 = 257 500 руб.
знаменатель индексного отношения
∑q0p0 = 20 * 7 500 + 30 * 2 000 + 15 * 1 000 = 225 000 руб.
Полученные значения подставляем в формулу 2:
Ip = 257500/225000 = 1,144 или 114,4%, (1,144*100%)
Применение формулы 2 показывает, что по данному ассортименту товаров в целом цены повысились в среднем на 14,4% (144,4%-100%).

разные показания индексов цен. Это объясняется тем, что индексы Пааше и Ласпейреса характеризуют различные качественные особенности изменения цен.
Индекс Пааше характеризует влияние изменения цен на стоимость товаров, реализованных в отчётном периоде. Индекс Ласпейреса показывает влияние изменения цен на стоимость количества товаров, реализованных в базисном периоде.

наблюдение – важнейший источник статистической информации.
Статистические таблицы – понятие, виды, основные правила построения.
Графическое изображение статистических данных.
Экономические индексы – понятие, виды, взаимосвязь.
Вариационные ряды – понятие, значение, меры вариации, применение.
Применение выборочного наблюдения в социально-экономических исследованиях.

2004.
Р.А. Шмойлова «Практикум по теории статистики», Москва, «Финансы и статистика», 2001.
Общая теория статистики. Под ред. А.А. Спирина, О.Э. Башиной. М., Финансы и статистика, 1996.
Сборник задач по общей теории статистики под ред. к.э.н. Л.К. Серга. М., Филинь, 1999.
Статистика. А.В. Сиденко,Г.Ю. Попов, В.М. Матвеева – М., Дело и Сервис, 2000.