Статистические методы анализа уровня, структуры и динамики цен на продукцию и услуги

--PAGE_BREAK--2.3. Система индексов цен


 В практике статистики индексы наряду со средними величи­нами являются наиболее распространенными статистическими показателями. С их помощью характеризуется развитие нацио­нальной экономики в целом и ее отдельных отраслей, анализиру­ются результаты производственно-хозяйственной деятельности предприятий и организаций, исследуется роль отдельных факторов в формировании важнейших экономических показателей, выявляются резервы производства. Индексы используются также в международных сопоставлениях экономических показателей, определении уровня жизни, мониторинге деловой активности в экономике и т.д.

Индекс представляет собой относительную величину, получаемую в результате сопоставления уровней сложных социаль­но-экономических показателей во времени, в пространстве или с планом.

Индекс ценисторически является одним из первых экономических индексов. Практически задачи индекса цен в основном сводятся к оценке изменений цен во времени (индексы динамики) или в пространстве (территориальные индексы).

Для определения индекса надо произвести сопоставление не менее двух величин. При изучении динамики социально-экономических явлений сравниваемая величина (числитель индексного отношения) принимается за текущий (или отчетный) период, а величина, с которой производится сравнение — за базисный период.

Цепные индексы получают сопоставлением текущих уров­ней с предшествующим. Таким образом, база сравнения непре­рывно меняется. Базисные индексы получают сопоставлением с уровнем периода, принятого за базу сравнения.

Индивидуальные индексыхарактеризуют изменение признака у отдельных единиц статистической совокупности.

Общие индексывыражают свободные (обобщающие) результаты совместного изменения признака у всех единиц, образующих статистическую совокупность (общие индексы цен, объема реализации, физического объема товарооборота и так далее). Основной формой общих индексов являются агрегатные индексы. Из общих индексов иногда выделяют групповые индексы, охватывающие только часть (группу) единиц в изучаемой совокупности.

        Индивидуальные индексы принято обозначать i, а общие индексы — I.

Основным элементом индексного отношения являетсяиндексируемая величина. Под индексируемой величиной понимается значение признака статистической совокупности, изменение которой является объектом изучения. Так, при изучении изменения цен индексируемой величиной является цена единицы товара p. При изучении изменения физического объема товарной массы в качестве индексируемой величины выступают данные о количестве товаров в натуральных измерителях q.

По содержанию индексируемых величин индексы разделяют на индексы количественных (объемных) и индексы качественных показателей.

Цена является качественным показателем.

Сравнение цен одного товара осуществляется с помощью индивидуального индекса цен:                                                      

где    pi0 ,   pi1      –  цены на товар в базисном и текущем периоде.

Индекс средних ценприменяется при изучении изменения цен товарных групп, цен одного товара по различным территориям и субрынкам:

                                                                             

где  pi1, qi1  — цена  и количество проданного   i — го вида товара (товара на i — й территории или i — м   субрынке) в отчетном году,  i = l,…, n;

 pi1, qi1  — цена  и количество проданного   i — го вида товара (товара на i — й территории или i — м   субрынке) в базисном году,  i=l,…, n.

Товары должны быть достаточно однородными, чтобы их количество поддавалось суммированию.

Основной формой индекса цен для совокупности разнородных товаров является агрегатный индекс. Цены различных товаров (например, кондитерских изделий и компьютеров) складывать бессмысленно. Несуммируемость элементов совокупности преодолевается путем взвешивания каждой цены по количеству проданных товаров. Сумма произведений цен товаров на их количество составляет товарооборот совокупности товаров. Чтобы выявить непосредственно изменение цен, необходимо зафиксировать показатели количества на одном из уровней:

– базисного периода времени (формула Ласпейреса):

                                              ;                                                 

–       текущего периода времени (формула Пааше):

                                              .                                                 

Формула Ласпейресаприменяется для расчета индекса потребительских цен, который показывает, во сколько раз изменились бы потребительские расходы в текущем периоде по сравнению с базисным, если бы при изменении цен уровень потребления оставался прежним. Такой расчет корректен при отсутствии значительных количественных и качественных изменений в структуре потребления (во времени и по территории, если индекс рассчитывается для нескольких регионов).

Результат расчета по формуле Пааше показывает, во сколько раз сумма фактических затрат населения на покупку товаров больше (меньше) суммы денег, которую население должно было бы заплатить за эти же товары, если бы цены оставались на уровне базисного периода.

Статистическим анализом доказано, что в долговременном аспекте формула Пааше занижает реальное изменение цен вследствие общественной отрицательной корреляции (относительный вес товара падает, если цена его возрастает).

Доказано, что наилучший линейный индекс лежит между индексами, вычисленными по формулам Ласпейреса и Пааше. Зарубежные статистики пытались найти компромиссную формулу.

Формула Эджворта — Маршалла:

                                                                  

Формула улавливает сдвиги в структуре покупок, но привязана к условной структуре товарооборота, не характерной ни для одного реального периода, не имеет прямого экономического смысла. Ее расчет встречает препятствия в сборе материалов.

Наиболее удачным компромиссом многие экономисты считают «идеальный» индекс Фишера:

                                                                                                  

который оценивает не только набор товаров базисного периода по ценам текущего, но и набор товаров текущего периода по ценам базисного. Применяется в случае трудностей с выбором весов или значительного изменения структуры весов.

Индексы при систематическом расчете из года в год образуют индексные ряды. Различают базисные ряды (цены каждого года сравниваются с ценами года, принятого за базу) и цепные (характеризующие изменение цен по сравнению с предыдущим годом).  Веса индексов ряда могут быть постоянными (на уровне одного года), и тогда произведение цепных индексов даст базисный индекс.

 Применение системы переменных весов (по количеству товаров отчетного года) в индексном ряду цен порождает ошибку при переходе от цепных индексов к базисным и обратно, так как позитивна корреляция между текущим изменением цен и прошлым изменением количества проданных товаров. Эта ошибка мала, если корреляционная связь между изменением цен и количества проданного товара незначительна. На практике система цепных индексов (достоинство — сокращает период сравнения, ограничивает круг несопоставимых товаров) используется для коротких периодов, затем осуществляется поправка по формуле базисного периода, так как за длительный период ошибка накапливается.

Численные значения индексов, рассчитанных по различным формулам на основе одних и тех же данных, отличаются и порой значительно, особенно в годы резких изменений уровня цен и связанного с этим изменения структуры спроса. Отдать предпочтение одной формуле трудно: разные цели диктуют применение индексных форм, имеющих разный экономический смысл. Отказ от концепции единственного индекса цен в пользу концепции системы индексов позволит дать обобщающую характеристику и оценку основных причин изменения розничных цен. Но поскольку все же индексный метод не универсален, а отражает лишь тенденцию движения цен, то нельзя требовать большей определенности от рассчитанных индексов. Кроме того, на чистоту результатов огромное влияние оказывает достоверность исходных материалов, особенно ошибка выборки, степень представительности товаров, включенных в расчет.





2.4. Индекс потребительских цен
Индекс потребительских цен (ИПЦ)характеризует изменение во времени общего уровня цен на товары и услуги, приобретаемые населением для непроизводственного потребления. ИПЦ является одним из важнейших показате­лей, характеризующих уровень жизни населения.

ИПЦ применя­ется:

·        для оценки изменения стоимости жизни и уровня инфляции в стране;

·        для пересмотра правительственных социальных программ (основа повышения минимальной заработной платы, индексации прожиточного минимума, индексации минималь­ной пенсии, обоснования субсидий и дотаций к ценам, не допускающих снижения уровня потребления населением това­ров и услуг первой необходимости);

·        в определении государственной политики в области фи­нансов, регулирования реального курса национальной валюты, анализа и прогноза ценовых процессов;

·        для пересчета из текущих в сопо­ставимые цены показателей системы национальных счетов.
ИПЦ измеряет изменение стоимости фиксированного набо­ра товаров и услуг в текущем периоде по сравнению с его стоимостью в предыду­щем (базисном) периоде.
 

«Корзина» основных потребительских товаров и услуг фик­сирована для того, чтобы измене­ния ИПЦ вызывали только изменения цен, но не перемены в структуре потребления в результате изменения доходов или приобретения других товаров. Поэтому ИПЦ назы­вают также  индексом стоимости жизни.

Потребительский набор для расчета ИПЦ состоит из трех крупных групп:

·        Продовольственные товары,

·        Непродовольственные товары,

·        платные услуги, оказываемые населению.
Для расчёта ИПЦ используется  формула индекса цен Ласпейреса, но не агрегатная форма, а средняя арифметическая взвешенная из индивидуальных   индексов   цен, вычисленная по показателям структуры расходов. Весом выступает доля потребительских расходов населения на определённый товар-представитель.

Формула цен Ласпейреса преобразовывается следующим образом:



,

где Q– стоимость отдельного товара в потребительской «корзине» базисного периода;

  — доля расходов населения по конкретному j-ому товару в общем объёме потребительских расходов в базисном периоде;

     — индивидуальный базисный индекс цен на j-ый товар-представитель,

,  — средние цены товара соответственно текущего и базисного периодов. Они рассчитываются как простые средние арифметические из цен, зарегистрированных в отобранных базовых  торговых точках:

,

где М – число торговых точек.

Индекс показывает, во сколько раз  (или на сколько процентов) изменились бы потребительские расходы населения в текущем периоде по сравнению с предыдущим, если бы при изменении цен уровень потребления оставался бы прежним.

Формулу с индивидуальными базисными индексами трудно  использовать, т.к. за длительные периоды времени меняется круг продаваемых товаров, происходит замещение товаров, изменяется структура товарных потоков. Поэтому индивидуальный базисный индекс цен вычисляют как произведение цепных индивидуальных индексов цен :



Использование   цепных          сравнений цен облегчает введение новых товаров или их замещение, когда возникает такая необходимость.
Расчет сводного ИПЦ ведется с месячной, квартальной периодичностью, а также нарастающим итогом за период с начала года. Ежемесячно рассчитывается ИПЦ к предыдущему месяцу текущего года и к соответствующему месяцу предыдущего года, а также нарастающим итогом с начала года к соответствующему периоду предыдущего года. Расчет индексов цен за квартал, полугодие, период с начала года производится цепным методом, т.е. путем перемножения месячных индексов потребительских цен.

Статистика доказывает, что использование формулы Лас­пейреса имеет тенденцию завышать реальное изменение цен. Так, если цены на какие-то потребительские товары увеличиваются по отношению к остальным товарам, то потребители сокраща­ют расходы на эти товары. Путем замены более дорогих товаров некоторыми более дешевыми потребители могут купить набор товаров и услуг, адекватный предыдущему, но он обойдется им дешевле, чем обошлась бы покупка предыдущего набора по но­вым ценам.

Индекс потребительских цен, исчисленный по такой фор­муле, не принимает во внимание и качественные сдвиги. Если улучшается качество товаров и услуг, должно произойти и повышение цен на них. Однако предполагается, что весь рост денежной стои­мости потребительской «корзины» целиком вызван инфляцией, а не улучшением качественных характеристик товаров и услуг. Следовательно, расчет на фиксированном наборе корректен только за непродолжительный период времени, если за это время не происходит существенных количественных и качественных изме­нений в структуре потребительских расходов. При этих условиях ИПЦ будет адекватно отражать изменение стоимости жизни.

Индекс потребительских цен по модифицированной фор­муле Ласпейреса рассчитывается на региональном и федераль­ном уровнях.

Сводный индекс цен по России рассчитывается как средневзвешенный из региональных индексов, весом служит доля численности населения соответствующего района в общей численности населения:

,

где   — индекс потребительских цен в k-ом регионе;

  — доля численности k-ого региона в общей численности населения России.

 

Индекс покупательной способности денеграссчитывается как величина, обратная к ИПЦ: 

Его величина показывает относительное изменение покупательной способности денег, находящихся на руках у населения.
3. Статистические методы
Всестороннее изучение цен предполагает использование всего арсенала статистических методов:

·         выборочные обследования,

·         абсолютные и относительные величины структуры,

·         группировки,

·         средние величины,

·         индексный метод,

·         ряды динамики,

·         показатели вариации (дифференциации) цен,

·         корреляционный анализ,

·         графический  метод и др.

Практически государственная статистика более широко применяет выборочные обследования, метод средних величин, индексный и графический методы.

Методику исчисления средних цен и индексный метод мы уже рассмотрели в предыдущей главе.
Сейчас остановимся на рассмотрении некоторых других методов, а в частности:

1.     расчёт и анализ относительных величин структуры;

2.     методы, используемые для изучения вариации цен;

3.     методы анализа динамических рядов цен.
Ряды динамики рассмотрим более подробно.
3.1. Расчёт и анализ относительных величин структуры
Структура цен изучается с помощью традиционных статистических методов на основе расчёта и анализа во времени и пространстве удельных весов или долей (относительных величин структуры) отдельных элементов общего уровня цен, выделяемых по различным признакам, исходя из целей исследования.

Относительные показателиструктуры характеризуют состав изучаемой совокупности, удельные веса элементов совокупности в общем итоге и представляют собой отношение части единиц совокупности  ко всему объёму совокупности :

 где d– удельный вес частей совокупности.

Специфические особенности изучения структуры в статистике цен состоят в анализе числа и роли посреднических звеньев в формировании конечной (например, розничной) цены.

Определение числа посреднических звеньев связано с расчётом коэффициента звенности  Кзв, который рассчитывается делением валового товарооборота данной товарной массы на чистый или конечный (чаще всего – розничный) товарооборот. Если проследить продвижение на рынке данной массы конкретного товара, то коэффициент звенности покажет минимальное количество посреднических звеньев, которые прошёл товар от производителя к конечному потребителю. Более точное количество звеньев определяется округлением дробного значения коэффициента до целого числа в сторону его увеличения.

Роль звеньев-посредников в нарастании конечной цены товара характеризуется соотношением этой цены с оптовой ценой производителя товара.
3.2. Методы, используемые для изучения вариации цен



Для изучения собственно вариации (дифференциации) цен используются традиционные методы анализа, основанные на вычислении таких показателей, как:

-размах вариации (разность между максимальным и минимальным значением цены);

-среднее линейное отклонение (средняя арифметическая абсолютных значений отклонений отдельных вариантов от их средней ();

-дисперсия (средний квадрат отклонений  вариантов от их средней величины);

-среднее квадратическое отклонение (корень квадратный из дисперсии);

-коэффициент вариации (отношение среднего квадратического отклонения к средней арифметической, выраженное в процентах).

Связанная (зависимая от факторов) вариация ценизучается с помощью дисперсионного анализа, проводимого на основе аналитической группировки с расчётом показателей тесноты взаимосвязи, например коэффициента детерминации и эмпирического корреляционного отношения.

Если наличие эмпирической зависимости между уровнем цен и влияющим на него фактором установлено, то анализ дополняется расчётом коэффициентов эластичности.

Применяемый для фактических данных эмпирический коэффициент эластичности А. Маршала вычисляется по формуле:



Где   — абсолютные приросты факторного признака и цены;

       x
,
p
–базовые значения факторного признака и цены соответственно.

Например, если при изучении изменения цен в зависимости от уровня доходов населения по территориям коэффициент эластичности составил +1,1, то это означает, что прирост денежных доходов на 1 % вызывает увеличение уровня цен на 1,1 %.

3.3.  Методы анализа динамических рядов цен
Одной из важнейших задач статистики является изучение изменений анализируемых показателей во времени, т.е. их динамика. Анализ динамики цен осуществляется с помощью изучения ряда динамики и вычисления индексов цен (этот метод уже рассмотрен выше).

 Ряд динамики представляет собой ряд расположенных в хронологической последовательности числовых значений статистического показателя, характеризующих изменение общественных явлений во времени. В каждом ряду динамики имеются два основных элемента: время (t), и конкретное значение показателя – уровень ряда (у). Уровни ряда(у) – это показатели, числовые значения которых составляют динамический ряд. Время (t) – это моменты или периоды, к которым относятся уровни.

К числу основных задач, возникающих при изучении динамических рядов, относятся:

1) характеристика интенсивности отдельных изменений в уровнях ряда от периода к периоду или от даты к дате;

2) определение средних показателей временного ряда за какой-либо период;

3) выявление основных закономерностей динамики исследуемого явления на отдельных этапах;

4) выявление факторов, обусловливающих изменение изучаемого явления во времени;

5) прогноз развития явления в будущем.

Анализ интенсивности изменения явления во времени осуществляется с помощью показателей, получаемых в результате сравнения уровней. К таким показателям относятся: абсолютный прирост, темп роста, темп прироста, абсолютное значение одного процента.

Показатели анализа динамики могут вычисляться на постоянной и переменной базах сравнения. При этом принято называть сравниваемый уровень отчетным, а уровень, с которым производится сравнение, — базисным. Для расчета показателей анализа динамики на постоянной базе каждый уровень ряда сравнивается с одним и тем же базисным уровнем. В качестве базисного выбирается либо начальный уровень в ряду динамики (у0), либо уровень, с которого начинается какой-то новый этап развития явления (уi). Исчисляемые при этом показатели называются базисными. Для расчета показателей анализа динамики на переменной базе каждый последующий уровень ряда (yi) сравнивается с предыдущим (yi-1). Вычисленные таким образом показатели анализа динамики называются цепными.

Важнейшим статистическим показателем анализа динамики является абсолютный прирост (сокращение), т.е. абсолютное изменение, характеризующее увеличение или уменьшение уровня ряда за определенный промежуток времени. Абсолютный прирост для расчета показателей динамики на переменной базе вычисляется по формуле: ∆yi
цепной

= 
yi
—
yi
-1,

а для расчета показателей динамики на постоянной базе по формуле:

∆yi
базисный

=yi
—
y
.

Для оценки интенсивности, т.е. относительного изменения уровня динамического ряда за какой-либо период времени исчисляют темпы роста (снижения). Интенсивность изменения уровня оценивается отношением отчетного уровня к базисному. Показатель интенсивности изменения уровня ряда, выраженный в долях единицы, называется коэффициентом роста, а в процентах – темпом роста. Эти показатели интенсивности отличаются только единицами измерения. Коэффициент роста (снижения) показывает, во сколько раз сравниваемый уровень больше уровня, с которым производится сравнение (если этот коэффициент больше единицы) или какую часть уровня, с которым производится сравнение, составляет сравниваемый уровень (если он меньше единицы). Темп роста всегда представляет собой положительное число.

Коэффициент роста цепнойвычисляется по формуле: Кр цепной =

Коэффициент роста базисный: Кр базисный =

Темп роста цепнойрассчитывается как отношение последующего уровня к предыдущему: ТРц =

Базисный темп ростарассчитывают отношением каждого последующего уровня к одному уровню, принятому за базу сравнения:

ТРб =

Таким образом, .

Относительнуюоценку скорости измерения уровня ряда в единицу времени дают показатели темпа прироста (сокращения). Темп прироста (сокращения) показывает, на сколько процентов сравниваемый уровень больше или меньше уровня, принятого за базу сравнения.  Темп прироста может быть положительным, отрицательным или равным нулю, выражается он в процентах или в долях единицы (коэффициенты прироста). Эти показатели можно получить из значений темпа роста и коэффициента роста, при чем таким образом можно получить и базисные, и цепные темпы и коэффициенты прироста:  ТПР= ТР – 100%; КПР = КР – 1,0.

При анализе динамики развития следует также знать, какие абсолютные значения скрываются за темпами роста и пророста. Чтобы правильно оценить значение полученного темпа прироста, его рассматривают в сопоставлении с показателем абсолютного прироста. Результат выражают показателем, который называют абсолютным значением (содержанием) одного процента прироста и рассчитывают как отношение абсолютного прироста к темпу прироста за этот период времени, в процентах:  А% = . Этот показатель также может быть исчислен как 0,01 часть предыдущего уровня:  А% = 0,01 ∙ yi
-1

         Обобщающий показатель скорости изменения уровней во времени – средний абсолютный прирост (убыль), представляющий собой обобщающую характеристику индивидуальных абсолютных приростов ряда динамики. По цепным данным об абсолютных приростах за ряд лет можно рассчитать средний абсолютный прирост как среднюю арифметическую простую:

.

Сводной обобщающей характеристикой интенсивности изменения уровней ряда динамики служит средний темп роста (снижения), показывающий, во сколько раз в среднем за единицу времени изменяется уровень ряда динамики. Поскольку средний темп роста представляет собой средний коэффициент роста, выраженный в процентах, то для равностоящих рядов динамики расчеты по средней геометрической сводятся к исчислению средних коэффициентов роста из цепных коэффициентов роста (по цепному способу):

,

где n– число коэффициентов; П – знак произведения.

Средний коэффициент ростадля равностоящих рядов динамики (по базисному способу):,


где n– число уровней ряда динамики в изучаемом периоде, включая базисный.

   — средний темп роста.

Средние темпы прироста (сокращения)рассчитываются на основе средних темпов роста вычитанием из последних 100%. Соответственно при исчислении средних коэффициентов прироста из значений коэффициентов роста вычитается единица:

          

 
II
. Расчетная часть
Имеются следующие данные о продаже товаров на одном из рынков:

Таблица 2.1

Исходные данные

Вид товаров

Единица измерения

Продано товаров, тыс. ед.

Цена, руб.

Апрель

Май

Апрель



Май



А

Б

В

Кг

Л

кг

68

24

20

62

24

16

3,2

4,8

24,0

3,3

5,0

26,4



По данным обследования определить:

1)               индивидуальные индексы цен по каждому товару;

2)               общий индекс цен:

                              а) по формуле Ласпейреса;

                              б) по формуле Пааше;

           3) перерасход денежных средств населением в результате среднего повышения цен на товары.

Объяснить причины расхождения между величинами данных индексов.
Решение:


1) Индивидуальные индексыцен рассчитываются по формуле:  ,

где    p1 – цена товара в отчётном     периоде, т.е. в мае;

         p0 – цена товара в базисном периоде, т.е. в апреле. 

Преобразуем таблицу 1 для расчёта индивидуальных индексов (табл.2.2).

                                                                                                 
Таблица 2.2

Расчет индивидуальных индексов цен



Таким образом, по товару А индивидуальный индекс цены равен 1,031 или 103,1%. Это означает, что цена на данный товар повысилась на 3,1%.

По товару Биндекс цены = 1,042 или 104,2%. Следовательно на товар Б цена увеличилась на 4,2%.

По товару Виндекс цены = 1,100 или 110%, из этого следует, что цена на товар В увеличилась на 10%.



2) Общие индексы ценбудем вычислять по двум формулам:

а) по формуле Ласпейреса:



Расчёты выполнены с применением табличного процессора Excelв среде Windows.

Расположение на рабочем листе Excelисходных данных и результатов расчёта (в формате Excel) представлены в таблице 2.3.

Таблица 2.3

Расчёт агрегатного индекса Ласпейреса



Тогда

               Ip=872,4 / 812,8 = 1,073, или 107,3%.

Индекс показывает, что если бы население приобрело товаров в месяце мае столько же, сколько и в апреле, то цены в среднем увеличились бы на 7,3%.



б) Агрегатный индекс цен Пааше:




Расчёты так же выполнены с применением табличного процессора Excelв среде Windows.

Расположение на рабочем листе Excelисходных данных и результатов расчёта (в формате Excel) представлены в таблице 2.4.

Расположение на рабочем листе Excelрасчётных формул, используемых для вычисления индексов Ласпейреса и Пааше ( в формате Excel) представлены в Приложении 2.



Таблица 2.4

Расчёт агрегатного индекса Пааше



Ip=747 / 697,6 = 1,071, или 107,1%

Индекс показывает, что в мае по сравнению с апрелем уровень цен на данную группу продуктов на рынке в среднем вырос на 7,1%.



3) Рассчитаем перерасход денежных средств населением в результате среднего повышения цен на товары:

    

 а) по методике Пааше:

Δppq=Σ p1q1 – Σ pq1 = 747 – 697,6 = 49,4 тыс. руб.

За счет среднего роста цен перерасход денежных средств населением составил 49,4 тыс. руб.

б) по методике Ласпейреса:

Δppq=Σ p1q0 – Σ pq0 = 872,4 – 812,8 = 59,6 тыс. руб.

Если население в мае купило бы столько же товаров, что и в апреле, то в результате среднего роста цен переплата составила бы 59,6 тыс. руб.

Причины расхождениямежду величинами данных индексов состоят в том, что значение индексов цен Пааше и Ласпейреса имеют различное­ экономическое содержание:

 ­­Индекс Пааше характеризует изменение цен отчетного периода по сравнению с базисным по товаром, реализованным в отчетном периоде, и фактическую экономию (перерасход) от изменения цен. Индекс цен Пааше показывает, на какую сумму товары в отчетном периоде стали дороже (дешевле), чем в базисном периоде.

Экономическое содержание индекса Ласпейреса другое: он показывает, на сколько изменились цены в отчетном периоде по сравнению с базисным периодом, но по той продукции, которая была реализована в базисном периоде, и экономию (перерасход), которую можно было бы получить от изменения цен, т. е. условную экономию (перерасход). Иначе говоря, индекс цен Ласпейреса показывает, во сколько раз товары базисного периода подорожали (подешевели) из-за изменения цен на них в отчетном периоде.     


III
. Аналитическая часть
1. Постановка задачи.

Контроль над уровнем цен необходим для достижения стабильности в экономике.

Целью данной работы является статистическое изучение динамики стоимости «потребительской корзины» Кировской области за 2006 и 2007 годы.

Исходные данные представлены в таблице 3.1. Данные взяты с сайта kirovstat.kirov.ru –  сайт Территориального органа Федеральной службы государственной статистики по Кировской области.

Таблица 3.1

Стоимость фиксированного набора потребительских товаров и услуг1), рубль, Кировская область



2006

2007

январь

4566,7

4881,7

февраль

4631,7

4980,32

март

4656,6

5014,82

апрель

4665,3

5045,3

май

4677,3

5072,8

июнь

4675,5

5106,9

июль

4732,8

5188,5

август

4733,1

5187,7

сентябрь

4731,3

5217,3

октябрь

4743,9

5367,3

ноябрь

4760,5

5398,8

декабрь

4801,3

5486,8
    продолжение
--PAGE_BREAK--