Классификация статистических показателей
Критический момент – момент времени, по состоянию на который регистрируются данные. Устанавливается при исследовании динамично изменяющегося объекта
Виды статистических группировок
Частотные характеристики рядов распределения
Средняя арифметическая величина и ее расчет прямым способом
Степенные средние
Измерители вариации
Упрощенный способ расчета дисперсии и средне квадратического отклонения
Моменты распределения
Ошибка выборки
Малая выборка
Распространение результатов выборочного распределения на генеральную совокупность
Способ моментных наблюдений
Классификация методов исследования взаимосвязей
Парная регрессия
Множественная корреляция и регрессия
Обеспечение сопоставимости рядов динамики
Изучение основной тенденции развития, социально-экономического развития во времени
Корреляция в рядах динамики
Сводные индексы
Средние индексы
Навигация
Сводные индексы
Статистика
128810
знаков
46
таблиц
0
изображений
3. Сводные индексы.
Первая попытка устранить недостатки индивидуальных индексов была сделана французским ученым Дюто в 1752 г. Он предложил сводный индекс и свою запись индекса суммы цен товаров . Недостаток этого сводного индекса – он не учитывал разницу цен на не одинаковые товары и структуру товарооборота.
Более совершенным индексом являлся индекс Карли (1766 г.) . Он не зависел от уровня цен на отдельные товары, однако он также не учитывал структуру товарооборота.
Индексы Дюто и Карли в настоящее время не применяются, однако они послужили базой для создания двух современных ветвей индексов:
· Индекса в агрегатной форме (Дюто);
· Средних индексов (Карли).
Термин агрегат заимствован из техники, он означает соединение разнородных механизмов в единую машину.
Впервые индекс в агрегатной форме был построен в 1871 г. профессором Лаасперосом: , где - цены товара, - количество.
Индекс в агрегатной форме благодаря использованию универсального соизмерителя позволяет суммировать товары в разных единицах измерения, которые непосредственному суммированию не поддаются.
Пример:
| Товар | Цена, руб. | Количество | Товарооборот | Отчетный по базисной цене | Базисный по отчетной цене | ||||||||
| баз | отч | ||||||||||||
| Яблоки | кг | 5 | 6 | 200 | 100 | 1000 | 600 | 500 | 1200 | 1,2 | 500 | 0,5 | 500 |
| Молоко | л | 3,2 | 4 | 500 | 400 | 1600 | 1600 | 1280 | 2000 | 1,25 | 1280 | 0,8 | 1280 |
| Яйца | дес. | 4,4 | 5,2 | 100 | 80 | 440 | 416 | 352 | 520 | 1,18 | 352 | 0,8 | 352 |
| Итого | 3040 | 2616 | 2132 | 3720 | 2132 | 2132 | |||||||
(122,4%). Этот индекс показывает, что в отчетном периоде, по сравнению с базисным, цены на товары, приобретенные в прошлом, выросли в среднем на 22,4%.
Разница между числителем и знаменателем показывает абсолютное подорожание или удешевление (если «-») набора товаров в отчетном периоде.
руб.
Индекс Лааспероса является основным индексом цен в условиях рыночной экономики для расчета динамики стоимости потребительской корзины.
Если объем и структура товарооборота с течением времени существенно изменяются, то применяется индекс Пааше: .
(122,7%).
Индекс Пааше является основным индексом для административно-командной экономики, он показывает среднее изменение цен на фактически реализованные товары в отчетном периоде по сравнению с прошлым периодом.
Разница между числителем и знаменателем индекса Пааше показывает экономию или перерасход населения в результате изменения цен.
руб.
На ряду с индексом цен широко распространены индексы физического объема:
(70,1%) – он показывает динамику количества проданных товаров. В отчетном периоде по сравнению с базисным физический объем (количество проданных товаров) снизилось почти на 30% или (70,3%).
Разница между числителем и знаменателем индексов физического объема показывает абсолютный прирост (снижение) товарооборота за счет количества проданных товаров.
Использование различных весов в индексах цен или физического объема приводит к разным результатам, поэтому были предприняты попытки усреднить индексы, в частности путем расчета индекса Лоу: , где - средний объем продаж в отчетном и базисном периодах.
В общем виде индекс в агрегатной форме: , где - качественный (индексированный) показатель, - объемный показатель (вес).
Похожие работы
... Доказать: По определению второй смешанной производной. Найдем по двумерной плотности одномерные плотности случайных величин X и Y. Т.к. полученное равенство верно для всех х, то подинтегральные выражение аналогично В математической теории вероятности вводится как базовая формула (1) ибо предлагается, что плотность вероятности как аналитическая функция может не существовать. Но т.к. в нашем ...
... распределения генеральной совокупности F(x) и – эмпирической функция распределения Fn(x) , построенной по выборке х1,…,хn, называется функция. Теорема. Если F(x) непрерывна, то распределения статистики Колмогорова Dn не зависит от F(x). Условные математические ожидания и условные распределения. Св-ва условных мат. ожиданий. Аналоги формул полной вероятности и формулы Байеса для мат. ожиданий ГММЕ ...
... дает возможность статистического моделирования, происходящих в населении процессов. Потребность в моделировании возникает в случае невозможности исследования самого объекта. Наибольшее число моделей, применяемых в статистике населения, разработано для характеристики его динамики. Среди них выделяются экспоненциальные и логистические. Особое значение в прогнозе населения на будущие периоды имеют ...
... на задний план традиционными постановками. Несколько лет назад при описании современного этапа развития статистических методов нами были выделены [29] пять актуальных направлений, в которых развивается современная прикладная статистика, т.е. пять "точек роста": непараметрика, робастность, бутстреп, интервальная статистика, статистика объектов нечисловой природы. Обсудим их. 5. ...
0 комментариев