Важнейшие экономические индексы.

1: Индекс – относительная величина, показывающая во сколько раз уровень изучаемого явления в данных условиях отличается от уровня того же явления в других условиях. Различие условий может проявляться во времени (тогда получается индекс динамики), в пространстве (территориальный индекс), в выборе в качестве базы сравнения планового показателя (индекс выполнения плана) и т.п.

Каждый индекс включает 2 вида данных: оцениваемые данные, которые принято называть отчетными и обозначать значком «1», и данные, которые используются в качестве базы сравнения – базисные, обозначаемые значком «0».

Индекс, который строится как сравнение обобщенных величин, называется общим (сводным) и обозначается I. Если же сравниваются необобщенные величины, то индекс называется индивидуальным и обозначается i. Как правило, подстрочно ставится значок, показывающий для оценки какой величины построе индекс. Например, I_q и i_q – это общий и индивидуальный индекс для величины q.

В статистическе индексы используются не только для сопоставления уровней изучаемого явления, но и для определения экономической значимости факторов, объясняющих абсолютное различие сравниваемых уровней.

В зависимости от сложности сравниваемых уровней принято выделять 2 типа индексов: индивидуальные и общие.

 

2: Относительная величина, получаемая при сравнении уровней, называется индивидуальным индексом, если не имеет значения структура изучаемого явления. Индивидуальные индексы обозначаются i. Расчет индивидуальных индексов прост: их определяют вычислением отношения двух индексируемых величин, то есть по формуле (99).

Например, если уровень товарооборота в виде суммы выручки от продажи товара в условиях отчетного периода сравнивается с аналогичным показателем базисного периода, то в итоге получаем индивидуальный индекс выручки Ошибка! Источник ссылки не найден., показывающий во сколько раз изменилась (или сколько процентов составляет) выручка в отчетном периоде по сравнению с базисным:

i_Q=Q₁/Q₀. (50)

Разность между числителем и знаментелем формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. представляет собой абсолютное изменение выручки Ошибка! Источник ссылки не найден., показывающее на сколько в денежных единицах (например, рублях) изменилась выручка в отчетном периоде по сравнению с базисным:

∆Q = Q₁ – Q₀. (51)

Аналогично определяются индивидуальные индексы можно для любого интересующего показателя (производительности, заработной платы, себестоимости и т.д.).

В частности, поскольку сумма выручки определяется ценой товара p (от англ. «price») и количеством (физическим объемом, или объемом продаж в натуральном выражении) q (от англ. «quantity») т.е. можно определить соответствующие индивидуальные индексы – цены Ошибка! Источник ссылки не найден. и количества Ошибка! Источник ссылки не найден.:

i_p=p₁/p₀, (52) i_q=q₁/q₀. (53)

Очевидно, что произведение индивидуальных индексов цены и количества дает индивидуальный индекс выручки Ошибка! Источник ссылки не найден.:

i_Q=i_qi_p. (54)

Например, вчера бабушка торговала семечками по 5 руб. за кулёк и всего продала 50 кульков, а сегодня – по 7 руб. и продала 20 кульков. Определим индивидуальный индекс цены по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: i_p = 7/5 = 1,4, то есть бабушка увеличила цену семечек в 1,4 раза, или на 40%. Рассчитаем индивидуальный индекс количества по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: i_q = 20/50 = 0,4, то есть количество проданных семечек сегодня составило 40% от вчерашнего, то есть уменьшилось на 60%. Найдем индивидуальный индекс выручки по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: i_Q = 0,4*1,4 = 0,56, то есть выручка сегодня составила 56% от вчерашней, то есть она уменьшилась на 44%. Рассчитав выручку вчера Q₀ = 50*5 = 250 (руб.) и сегодня Q₁ = 20*7 = 140 (руб.), можно получить аналогичный результат по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: i_Q = 140/250 = 0,56. Очевидно, что абсолютное изменение выручки по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден. составило: ∆Q = 140 – 250 = –110 (руб.), то есть выручка уменьшилась на 110 руб. (или на 44%), что объясняется изменением количества проданных семечек в 0,4 раза (уменьшением на 60%) и изменением их цены в 1,4 раза (повышением цены на 40%).

Подставим формулу Ошибка! Источник ссылки не найден. в формулу Ошибка! Источник ссылки не найден. и выразим выручку отчетного периода:

Q₁=i_qi_pQ₀. (55)

Формула Ошибка! Источник ссылки не найден. представляет собой двухфакторную мультипликативную индексную модель итогового показателя, в данном случае – выручки, посредством которой находят изменение этого показателя под влиянием каждого фактора (цены и количества) в отдельности (факторный анализ), то есть:

∆Q = ∆Q_q + ∆Q_p, (56)

где ∆Q_q – изменение выручки под влиянием изменения количества товара q (экстенсивный фактор);

∆Q_p – изменение выручки под влиянием изменения цены p товара (интенсивный фактор).

Для проведения факторного анализа по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден. необходимо определить очередность влияния факторов на результативный показатель (выручку), которая может быть следующей:

1) сначала менялось количество q, а затем цена p (то есть количество – это 1-ый фактор, а цена – 2-ой);

2) сначала менялась цена p, а потом количество q (то есть цена – это 1-ый фактор, а количество – 2-ой).

В соответствии с этой очередностью влияния факторов запись факторов в мультипликатиавной модели: то есть формула Ошибка! Источник ссылки не найден. – это ее запись для количества как 1-го фактора и цены как 2-го. В случае, когда цена является 1-ым фактором, а количество – 2-ым, необходимо мультипликативную модель записывать в виде Ошибка! Источник ссылки не найден., то есть меняя факторы местами:

Q₁=i_pi_qQ₀. (57)

Чтобы найти изменение результативного показателя на основе мультипликативной модели за счет 1-го фактора, необходимо исключить влияние остальных факторов. Тогда при использовании формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. влияние 1-го определяем по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден., а при использовании формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. – по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.:

∆Q_q= i_qQ₀ –Q₀ = (i_q – 1)Q₀, (58) ∆Q_p= i_pQ₀ –Q₀ = (i_p – 1)Q₀. (59)

В нашем примере про бабушку сначала изменилась цена, то есть цена – это 1-ый фактор, а количество – 2-ой, значит необходимо использовать формулу Ошибка! Источник ссылки не найден. и, как следствие, влияние 1-го фактора – цены определяем по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: ∆Qp= (1,4–1)*250 = 100 (руб.), то есть повышение цены семечек с 5 до 7 руб. за кулёк должно было увеличить сегодняшнюю выручку на 100 руб., однако выручка уменьшилась на 110 руб., значит – это отрицательное влияние 2-го фактора – изменение количества.

Чтобы найти изменение результативного показателя на основе мультипликативной модели за счет 2-го фактора, необходимо из общего изменения результативного показателя вычесть его изменение под влиянием только 1-го фактора. Тогда, подставляя формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. и Ошибка! Источник ссылки не найден. в формулу Ошибка! Источник ссылки не найден., можно выразить влияние второго фактора – цена:

∆Q_p = ∆Q – ∆Q_q = (Q₁ – Q₀) – (i_qQ₀ –Q₀) = i_qi_pQ₀ – Q₀ – i_qQ₀ +Q₀ = (i_qi_p – 1 – i_q + 1)Q₀ = i_q (i_p–1)Q₀.

В итоге получим формулу для расчета влияния второго фактора – цена Ошибка! Источник ссылки не найден.:

∆Q_p = i_q (i_p–1)Q₀. (60)

Аналогично, подставляя формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. и Ошибка! Источник ссылки не найден. в формулу Ошибка! Источник ссылки не найден. выводится формула для определения влияния второго фактора – количества:

∆Q_q = ∆Q – ∆Q_p = (Q₁ – Q₀) – (i_pQ₀ –Q₀) = i_pi_qQ₀ – Q₀ – i_pQ₀ +Q₀ = (i_pi_q – 1 – i_p + 1)Q₀ = i_p (i_q–1)Q₀.

В итоге получим формулу для расчета влияния второго фактора – количества Ошибка! Источник ссылки не найден.:

∆Q_q = i_p (i_q–1)Q₀. (61)

В нашем примере про бабушку изменение выручки под влиянием второго фактора – количества определим по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: ∆Q_q = 1,4*(0,4–1)*250 = –210 (руб.), то есть снижение количества проданных семечек с 50 кульков до 20 уменьшило выручку на 210 руб. Проверка правильности расчета влияния факторов осуществляется по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: ∆Q = 100 + (–210) = –110, что совпадает с общим изменением выручки, рассчитанным ранее по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден..

В статистике нередки случаи использования индексных моделей с тремя и более факторными индексами. В случае необходимости проведения факторного анализа таких моделей применяется метод Чалиева: для определения влияния i-го фактора на результативный показатель необходимо его базисную величину умножить на индексы факторов, влиявших на него с 1-го до i-го фактора и на темп изменения самого i-го фактора. Темп изменения определяется по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден., то есть надо из индекса вычесть единицу (100%).

Например, общая сумма материальных затрат (M) зависит от объема производства продукции (q), от расхода данного материала на единицу продукции – удельного расхода (m) и от цены единицы данного материала (p) т.е. M = qmp. Сравнивая сумму материальных затрат в отчетном периоде с суммой материальных затрат базисного периода получаем (если q - 1-ый фактор, m – 2-ой и p – 3-ий):

или (62)

Тогда, применяя метод Чалиева, изменение общей суммы материальных затрат ∆M = M₁ – M₀ объясняется:

1) изменением объема продукции ∆M_q = T_qM₀ = (i_q – 1)M₀;

2) изменением удельного расхода материала ∆M_m = i_qT_mM₀ = i_q(i_m – 1)M₀;

3) изменением цены на материал ∆M_p = iqi_mT_pM₀ = i_qi_m(i_p – 1)M₀.

 

3: Если изучаемое явление неоднородно и сравнение уровней можно провести только после приведения их к общей мере, экономический анализ выполняют посредством общих индексов. Индекс становится общим, когда в его расчетной формуле показывается неоднородность изучаемой совокупности. Примером неоднородной совокупности является общая масса проданных товаров всех или нескольких видов. Действительно нельзя, например, складывать непосредственно килограммы мяса и рыбы, так как полученный результат в прямом смысле не являлся бы «ни рыбой, ни мясом».

Любые общие индексы могут быть построены 2-мя способами: как агрегатные и как средние из индивидуальных.

Агрегатный индекс является основной и наиболее распространенной формой индекса, если числитель и знаменатель представляют собой набор – «агрегат» (от лат. aggregatus – складываемый, суммируемый) непосредственно несоизмеримых и не поддающихся суммированию элементов – сумму произведений двух величин, одна из которых меняется (индексируется), а другая остается неизменной в числителе и знаменателе (вес индекса). Вес индекса служит для целей соизмерения индексируемых величин.

Например, общую сумму выручки можно записать в виде агрегата (суммы произведений объемного показателя q на взвешивающий – p), т.е.

∑Q = ∑qp. (63)

Отношение агрегатов, построенных для разных условий, дает общий индекс показателя в агрегатной форме. Так получают индекс общего объема товарооборота (выручки), показывающий во сколько раз он изменился (или сколько процентов составляет) в отчетном периоде по сравнению с базисным:

I_Q= .(64)

Разность между числителем и знаментелем формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. представляет собой абсолютное изменение общего товарооборота (выручки) Ошибка! Источник ссылки не найден., показывающее на сколько в денежных единицах (например, рублях) он изменился в отчетном периоде по сравнению с базисным:

∆∑Q = ∑Q₁ – ∑Q₀ = ∑q₁p₁ – ∑q₀p₀. (65)

Например, дедушка торговал яблоками двух сортов: «антоновкой» и «белым наливом», результаты торговли за 2 дня представлены в таблице Ошибка! Источник ссылки не найден.:

Таблица 10. Условные данные о торговле яблоками дедушкой за 2 дня

Сорт яблок	Цена за кг, руб.	Объем продаж, кг
вчера (p0)	сегодня (p1)	вчера (q0)	сегодня (q1)
Антоновка
Белый налив

Рассчитаем выручку дедушки по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.:

– в отчетном периоде: ∑Q₁= 18*160+25*120 = 5880 (руб.) – это выручка от продажи яблок сегодня;

– в базисном периоде: ∑Q₀= 20*100+22*150 = 5300 (руб.) – это выручка от продажи яблок вчера.

Теперь определим изменение общей выручки дедушки:

– по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: I_Q=5880/5300 = 1,1094, то есть выручка увеличилась в 1,1094 раза, или на 10,94%.

– по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: ∆∑Q =5880 – 5300 = 580, то есть выручка увеличилась на 580 руб.

При анализе изменения общего объема товарооборота (выручки) это изменение также объясняется изменением уровня цен и количества проданных товаров. Влияние этих факторов выражается агрегатными индексами физического объема (количества) и цен.

Если уровни взвешивающего показателя взяты по данным базисного периода, то получают агрегатный индекс Ласпейреса:

; (66) . (67)

Формула Ошибка! Источник ссылки не найден. применяется, когда количество – это 1-ый фактор, а формула Ошибка! Источник ссылки не найден. – когда цена является 1-ым фактором.

Если уровни взвешивающего показателя взяты по данным отчетного периода, то получают агрегатный индекс Пааше:

; (68) . (69)

Формула Ошибка! Источник ссылки не найден. применяется, когда количество – это 2-ой фактор, а формула Ошибка! Источник ссылки не найден. – когда цена является 2-ым фактором.

Произведение агрегатных индексов Ласпейреса и Пааше дает общий индекс выручки:

I_Q = ; (70) I_Q = . (71)

Для облегчения запоминания студентами формул Ласпейреса и Пааше предлагаю обратить внимание на букву «Ш» в слове «Пааше», которая напоминает «111» - так обозначены отчетные периоды в общей формуле (две единицы – в числителе и одна – в знаменателе). В формуле Ласпейреса нет буквы «Ш», значит в ней не будет трех единиц, а будут три нуля (два нуля – в знаменателе и один – в числителе).

В нашем примере про дедушку (как и в примере про бабушку) цена яблок – это 1-ый фактор, а количество – 2-ой. Поэтому для определения агрегатного индекса цен применяем формулу Ошибка! Источник ссылки не найден.:

= 1,0472, то есть цена на яблоки увеличилась в 1,0472 раза (на 4,72%).

Определим агрегатный индекс количества проданных яблок по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.:

= 1,0594, то есть количество проданных яблок выросло в 1,0594 раза (на 5,94%).

Контроль правильности расчетов производим по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: I_Q= 1,0472*1,0594 = 1,1094, то есть изменение общей выручки дедушки в 1,1094 раза (на 10,94%) объясняется изменением цены в 1,0472 раза (на 4,72%) и изменением количества продаж в 1,0594 раза (на 5,94%).

Из формул Ошибка! Источник ссылки не найден. – Ошибка! Источник ссылки не найден. видно, что индексы Ласпейреса и Пааше по одному и тому же фактору не равны между собой, то есть ≠ и ≠ . Амери­канский экономист Гершенкрон обширными расчетами установил, что по одному и тому же фактору индекс Ласпейреса обычно больше индекса Пааше, и это открытие названо эффектом Гершенкрона, то есть > и > .

Когда нет возможности определить очередность влияния факторов на результативный показатель (какой из факторов 1-ый – цена или количество) проблематично выбрать одну из формул Ошибка! Источник ссылки не найден. или Ошибка! Источник ссылки не найден. и Ошибка! Источник ссылки не найден. или Ошибка! Источник ссылки не найден.. В таких случаях рекомендуется применить все формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. – Ошибка! Источник ссылки не найден. и рассчитать среднюю геометрическую величину из однофакторных индексов – индексы Фишера:

; (72) . (73)

Сравнивая значения индексов Фишера, которые показывают среднее изменение цен Ошибка! Источник ссылки не найден. и количества Ошибка! Источник ссылки не найден., решается вопрос об очередности влияния факторов: какой из индексов показывает большее изменение, тот фактор и считают 1-ым.

Из формул Ошибка! Источник ссылки не найден. и Ошибка! Источник ссылки не найден. легко получить двухфакторные мультипликативные индексные модели общей выручки, подставив в них формулу Ошибка! Источник ссылки не найден. и выразив ∑Q₁:

∑Q₁= Q₀, (74) ∑Q₁= Q₀. (75)

Формула Ошибка! Источник ссылки не найден. применяется, когда количество товара – 1-ый фактор, а цена 2-ой, а формула Ошибка! Источник ссылки не найден. – наоборот, цена – 1-ый фактор, а количество – 2-ой. Тогда, применяя метод Чалиева, можно выполнить факторный анализ, то есть объяснить изменение результативного показателя (общей выручки) изменением каждого фактора (цен и количества) в отдельности в абсолютных (денежных) единицах. Более детальный анализ изменения итогового показателя возможен при изучении так называемых структурных сдвигов.

В нашем примере про дедушку мы применяли формулу Ошибка! Источник ссылки не найден., значит должны производить факторный анализ по модели Ошибка! Источник ссылки не найден.. Тогда, применяя метод Чалиева, изменение общей выручки ∆∑Q = ∑Q₁ – ∑Q₀ объясняется изменением:

1) количества проданных проданных яблок ∆∑Q_q = ( –1) ∑Q₀ =(1,0594–1)*5300 ≈ 315 (руб.)

2) цены яблок ∆∑Q_p = ( –1) ∑Q₀ =1,0594*(1,0472–1)*5300 ≈ 265 (руб.)

Проверка правильности расчета влияния факторов: ∆∑Q = 265 + 315 = 580, что совпадает с общим изменением общей выручки, рассчитанным ранее по формулеОшибка! Источник ссылки не найден..

Помимо записи общих индексов в агрегатной форме на практике часто используют формулы их расчета как величин, средних из соответствующих индивидуальных индексов. Так, общий индекс выручки может быть записан как средняя арифметическая взвешенная Ошибка! Источник ссылки не найден. или средняя гармоническая взвешенная Ошибка! Источник ссылки не найден. из индивидуальных индексов выручки по отдельным товарным группам:

(76) (77)

В формуле Ошибка! Источник ссылки не найден. весами являются показатели объема товарооборота отдельных товарных групп в отчетном периоде, в формуле Ошибка! Источник ссылки не найден. – в базисном.

Аналогично через индивидуальных индексы количества товара и цены могут быть выражены общие агрегатные индексы Ласпейреса и Пааше:

; (78) ; (79)

; (80) . (81)

 

4: При изучении качественных показателей часто приходится рассматривать изменение во времени (или пространстве) средней величины индексируемого показателя для определенной однородной совкупности. Например, в статистических сборниках публикуются данные о динамике средних цен, средней номинальной заработной плате в отдельных отраслях и т.д.

Средняя величина является обощающей характеристикой качественного показателя и складывается как под влиянием значений показателя у индивидуальных элементов (единиц), из которых состоит объект, так и под влиянием соотношения их весов («структуры» объекта).

Если любой качественный индексируемый показатель обозначить через x, а его веса – через f, то динамику среднего показателя можно отразить как за счет изменения обоих факторов (x и f), так и за счет каждого фактора отдельно. В результате получим 3 различных индекса: индекс переменного состава, индекс фиксированного состава и индекс структурных сдвигов.

Индекс переменного состава отражает динамику среднего показателя (для однородной совокупности) за счет изменения индексируемой величины x у отдельных элементов (частей целого) и за счет изменения весов f, по которым взвешиваются отдельные значения x. Любой индекс переменного состава – это отношение двух средних величин для однородной совокупности (за два периода или по двум территориям) Ошибка! Источник ссылки не найден.:

. (82)

Свое название этот индекс получил потому, что он характеризует динамику средних величин не только за счет изменения индексируемой величины у отдельных элементов (частей целого), но и за счет изменения удельного веса этих частей в общей совокупности, т.е. изменения состава совокупности.

Индекс фиксированного состава отражает динамику среднего показателя лишь за счет изменения индексируемой величины x, при фиксировании весов. Если фиксировать веса на уровне отчетного периода f₁, то получим формулу самую распространенную формулу индекса фиксированного состава Ошибка! Источник ссылки не найден.:

. (83)

Другими словами, индекс фиксированного состава исключает влияние структуры (состава) совокупности на динамику средних величин, рассчитанных для двух периодов по одной и той же фиксированной структуре весов (на уровне отчетного или базисного периода).

По аналогии можно показать динамику среднего показателя лишь за счет изменения только весов f при фиксировании индексируемой величины x. Такой индекс условно назван индексом структурных сдвигов, который определеятся при фиксировании индексируемой величины на уровне базисного периода x₀ по самой распространенной формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.:

, (84)

Формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. – Ошибка! Источник ссылки не найден. обычно применяются в тех случаях, когда влияние изменения структуры совокупности на динамику среднего показателя сильнее (1-ый фактор) влияния изменения только самой индексируемой величины (2-ой фактор).

Если от абсолютных весов f перейти к относительным весам (долям) по формуле (102), то формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. – Ошибка! Источник ссылки не найден. примут следующий вид:

; (85) ; (86) . (87)

В формулах Ошибка! Источник ссылки не найден. – Ошибка! Источник ссылки не найден. при анализе конкретных качественных индексируемых показателей (например, цены товара, себестоимости, производительности труда, урожайности и т.п.) вместо обозначений x и f должны использоваться другие общепринятые обозначения.

Например, при анализе такого качественного показателя как цена формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. – Ошибка! Источник ссылки не найден. примут следующий вид:

; (88)

; (89) . (90)

Нетрудно заметить, что индекс переменного состава есть произведение индекса фиксированного состава на индекс структурных сдвигов:

. (91)

Из формулы Ошибка! Источник ссылки не найден. видно, что, например, индекс структурных сдвигов можно рассчитать путем деления индекса переменного состава на индекс фиксированного состава.

В нашем примере про дедушку определяем индекс переменного состава по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.:

, то есть средняя цена яблок сегодня составляет 99,06% от вчерашней, то есть средняя цена снизилась с 21,2 руб. до 21,0 руб. за кг, что составило 0,94%.

Чтобы исключить влияние изменения структуры продаж яблок на динамику средней цены, рассчитаем индекс цены фиксированного состава по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.:

.

Влияние изменения структуры продаж (доля продаж яблок сорта «антоновка» увеличилась, а сорта «белый налив» – уменьшилась) на динамику средней цены яблок отразим с помощью индекса структурных сдвигов, расчитав его по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.:

=0,9838.

Проверку правильности расчетов выполним по формуле Ошибка! Источник ссылки не найден.: 1,0069*0,9838 = 0,9906.

 

5: Территориальные индексы применяются для пространственных, межрегиональных сопоставлений различных показателей. Их расчет более сложен, чем расчет традиционных (динамических) индексов, рассмотренных ранее, по следующим причинам:

1) различия в структуре цен и количества товаров между странами гораздо значительнее, чем между периодами в рамках одной страны, что обусловлено особенностями экономики разных стран.

2) территориальные (международные) сопоставления нередко осуществляются одновременно для группы стран (например, стран ЕС или СНГ), поэтому необходимо согласовывать индексы, исчисленные для всей группы стран.

Для исчисления территориальных индексов применяются особые формулы, которые разработаны на основе положений двух теорий индексов: аксиоматической и экономической.

В аксиоматической теории индексов сформулирован ряд требований к индексам с точки зрения формальной логики (например, требования факторной пробы, обратимости во времени, тождественности и др.) Так, требование тождественности означает, что если цены в отчетном периоде не изменились по сравнению с ценами в базисном периоде, то общий индекс цен должен быть равен единице независимо от изменения физического объема. Другое требование этой теории ­­­­– пропорциональность индексов…

В экономической теории индексов содержится концептуальная основа для поиска «истинного» индекса. Так, истинный индекс цен можно получить, сопоставив расходы потребителей в текущем и базисном периодах при условии, что они обеспечивают равную полезность потребителям при разных ценах, т.е. фактические расходы потребителей сравниваются с условными, гипотетическими, которые при разных ценах в двух периодах обеспечивают одинаковую полезность. Это сравнение и должно обеспечить отыскание «истинного» индекса цен. Заметим, что экономическая теория индексов достаточно абстрактна, поскольку статистики не оперируют категорией полезности, а имеют дело с конкретными товарами и услугами. Тем не менее, теория выражает некий общий теоретический подход к разработке индексов.

В специальной литературе не прекращается дискуссия об обоснованности аксиоматической и экономической теорий индексов и о возможности применения положений этих теорий в статистической практике. Аксиоматическую теорию критикуют за то, что в ней предполагается отсутствие связи между изменением цен и изменением физического объема. Экономическую теорию критикуют за абстрактный характер, то есть за то, что невозможно использовать ее выводы в практической деятельности.

Основные требования к территориальным индексам:

1. Характерность весов, то есть для показателей двух стран А и Б в качестве весов должны использоваться цены (физический объем) этих стран А и Б (или средние из них), а не цены (физический объем) какой-либо третьей страны.

2. Независимость от выбора базисной страны (требование обратимости индексов во времени, адаптированное к территориальным сопоставлениям), то есть

I^А/Б I^Б/А = 1, (92)

где I^А/Б – индекс цен (физического объема) страны А по отношению к стране Б;

I^Б/А – индекс цен (физического объема) страны Б по отношению к стране А.

3. Транзитивность, то есть

I^А/Б = I^А/В : I^Б/В, (93)

где I^А/В – индекс цен (физического объема) страны А по отношению к стране В;

I^Б/В – индекс цен (физического объема) страны Б по отношению к стране В.

Суть требования транзитивности состоит в том, что индекс, полученный для некоторой пары стран А и Б путем прямого сопоставления их цен (физического объема), должен быть равен этому же индексу, полученному косвенным путем, то есть делением индекса I^А/В на индекс I^Б/В.

4. Аддитивность, то есть индексы цен (физического объема), рассчитанные для всей совокупности товаров и услуг, должны быть четко согласованы с индексами, исчисленными для всех групп этой совокупности.

5. Требование факторной пробы, то есть произведение индекса цен и индекса физического объема должно быть равно индексу стоимости:

Список рекомендуемой литературы:

1. Закон Республики Казахстан «О государственной статистике». – Казахстанская правда, 2007, 7 мая.

2. Теория статистики. Учебник под.ред. Шмойловой Р.А. - Москва: Финансы и статистика, 2006.

3. Елисеева И.И., Юзбашев М.М. Общая теория статистики. - М.: Финансы и статистика,2008.

4. Гусаров В.М. Теория статистики. - М.: ИННТИ, 2000.

5. Громыко Г.Л. Общая теория статистики. Практикум. - М.: Инфра-М,2009.

6. Елемесова А.А., Бельгибаева К.К., Кииков Е.М., Молдакулова Г.М. Социально-экономическая статистика. - А.: Экономика. 2009

7. Статистический словарь. - М.: Финстатинформ, 2000.