| Скачать реферат, курсовой Реферат "Статистика цен" бесплатно
Этот реферат, курсовую работу на тему "Реферат "Статистика цен"" вы может совершенно бесплатно скачать с этого портала, как и другие работы. Эти работы помогут школьнику, студенту, абитуриенту. Необходимым условием при использовании Реферат "Статистика цен" и других рефератов с нашего порталаявляется их использование только в личных целях без коммерческой выгоды.
Возможны четыре варианта регистрируемой цены товара-представителя:
- модальная,
- простая средняя арифметическая,
- взвешенная,
- случайно отобранная.
По действующей ныне методике регистрируется модальная цена, т. е. цена
товара с наибольшим объемом реализации в товарной группе. Если таких товаров
несколько, исчисляется простая средняя арифметическая цена этих товаров. Для
оценки уровня цен товара такой подход является упрощенным - не учитывается
распределение товаров по размерам и ростам (так как берется наиболее
распространенный товар), а также распределение продажи по ценам различных видов
товаров.
4. Выборка по территории (отбор населенных пунктов,
предприятий торговли). Возможны следующие варианты:
- выборка,
в которой
пропорционально представлены
крупные, малые города и
села (географические, административные регионы);
- широко применяемая в международной практике выборка пропорционально
размерам (ВПР) - в выборку включаются все города с численностью населения
больше заданной, а оставшиеся отбираются с вероятиостью, пропорциональной их
размерам;
- выборка с учетом дисперсии, способствующая уменьшению разброса
(дисперсия цены или дохода в регионе не должна превышать общей величины
дисперсии);
- выборка на основе интервальной группировки населенных пунктов
(единица с меньшим объемом признака, например, численности населения имеет
равную вероятность выбора со всеми единицами группы);
- гнездовая выборка (с помощью кластерного анализа выделение
территорий, однородных по совокупности цен на основные товары).
Часто имеет смысл комбинировать различные методы выборки в зависимости от
целей исследования и возможностей страны, географического положения и т. д.
Так, например, в США в выборку включают 12 городов (свыше 1 млн. чел.),
остальные разбиваются на 3 группы с учетом климата, плотности населения, уровня
дохода и др., в которых производится случайный отбор. В большинстве западных
стран из-за дороговизны обследуются только столицы и некоторые крупные города,
что в определенных условиях ведет к ошибочным выводам относительно населения
других населенных пунктов. В России, как стране с большими социальными,
региональными различиями, необходим отбор, в котором представлены городское и
сельское население, различные географические регионы, населенные
пункты разного размера (по численности на
селения). С 08.92г. наблюдение за ценами на товары-представители организовано в
834 районных, областных, краевых, республиканских центрах России (15% районных
центров каждой области) .
Для обследования в каждом городе отбираются 2-3 крупных универмага и
специализированные магазины. В перспективе планируется оптимизировать отбор
торговых предприятий с учетом того, что цены в зависимости от величины, типа
(элитарные, фирменные, универсальные и специализированные), расположения (в
центре и в «спальном» районе) магазинов могут сильно различаться. В США выборка
магазинов ежегодно обновляется на '/5 часть, в нее входят магазины, наиболее
посещаемые семьями, попавшими в обследование. В России эта методика еще
недостаточно отработана. Предлагается следующая очередность отбора: населенные
пункты; семьи; посещаемые ими магазины; конкретные товары в этих магазинах. Для
экономии и рационализации выборки будут проводиться специальные серии
выборочных обследований населенных пунктов, семей, магазинов.
В условиях рынка каждое предприятие само обеспечивает себя необходимой для
маркетинга статистической информацией: наряду с собственной отчетностью
подразделения или специализированные маркетинговые фирмы формируют панели
потребителей, занимаются опросом и анкетированием покупателей, изучают
поведение конкурентов и региональные возможности сбыта. Но частным фирмам нужна
и ценовая информация на рынке в целом. Организовать получение такой информации
может только государственная статистика, которая выступает продавцом
информации, имеющим научную школу, опыт, обоснованную с помощью дорогостоящих
обследований и научных разработок методологию. Необходимы постоянное наблюдение
за ценами (мониторинг), использование экспертных оценок, методов малой выборки
в наиболее представительных точках, изучение взаимосвязи цен и спроса (на базе
представительной панели).
Кроме того, система наблюдения за ценами включает выборочное обследование
контрактов-договоров, использование материалов финансовых и других проверок,
данных налоговых органов. Ценной становится любая информация: маркетинговая,
торговых корреспондентов, публикации крупных компаний, экономических институтов
и т. д. Особую важность приобретает разработка перспективных способов
наблюдений; покупатель также может быть информатором, у него можно получить
дополнительные сведения на выборочной основе, близкие к реальным (например, о
цене покупки, соответствии цены товара его потребительским свойствам).
Сочетание опроса покупателей с экспертными оценками позволит избежать влияния
субъективности покупательских мнений на анализ.
5. МЕТОДЫ РАСЧЕТА И АНАЛИЗА
ИНДЕКСОВ ЦЕН.
Ведущая роль в статистическом изучении динамики цен принадлежит индексному
методу. Сравнение цен одного товара осуществляется с помощью индивидуального
(однотоварного) индекса цен:
pi1
ip = pi0
(
1 )
где p0 , p1 -
цены на товар в базисном и текущем периоде.
Индекс средних цен применяется при изучении изменения цен товарных групп,
цен одного товара по различным территориям и субрынкам:
pi1  pi1qi1
 pi0qi0
 pi1qi1
 qi1
ip
=
=
*
=
:
( 2 )
pi0  qi1
 qi0
 pi0qi0
 qi0
_
где
p - средняя цена товарной группы
(товара по территориям, субрынкам);
pi ,
qi - цена и
количество проданного i - го вида товара (товара наi - й территории
илиi - м субрынке), i=l, n.
Товары должны быть достаточно однородными, чтобы их количество поддавалось
суммированию.
Денежные расходы населения на покупку товаров определяются
двумя составляющими: уровнем цен на отдельные виды товаров и структурой
продажи. Различаются два вида структурных сдвигов в продаже:
отражающие изменение качества товара и вызывающие только изменение средней
цены. К последним относится перераспределение товарной массы по территориям,
субрынкам, а также негативный процесс «вымывания» из ассортимента дешевых
товаров, пользующихся спросом населения. Статистика изучает этот процесс с
помощью системы индекса средних цен:
Индекс
средних
цен
(переменного
состава)
=
Индекс
цен
постоянного
(фиксированного)
состава
.
Индекс влияния
структурных сдвигов
на динамику средних
цен
 pi1qi1
 qi1
 pi1qi1
 pi0qi1
 qi1
: =
*
: (
3 )
 pi0qi0
 qi0
 pi0qi1
 pi0qi0
 qi0
Так как
 pi1qi1
 qi1
 pi1qi1
 pi1qi1
:
=
=
( 4 )
 pi0qi0
 qi0
 pi0qi0 *  qi1
 pi0qi1
 qi0
то формулу ( 3 ) можно записать в следующем виде:
 pi1qi1
 pi1qi1
 pi0qi1
=
*
( 5 )
 pi0qi1
 pi1qi1
 pi0qi1
Пример.
Имеются цена и количество проданного магазином товара. Оценить динамику цены
каждого сорта, среднюю цену за каждый квартал, а также определить влияние
изменения индивидуальных цен и перераспределения продаж между сортами товара на
изменение средних цен.
Расчет индекса средних цен
Сорт
Цена,
тыс. руб.
Количест
во, шт
Товаро
оборот,
млн.
руб.
Индивиду
товара
I
квартал
pi0
II квартал
pi1
I квартал
qi0
II
квартал
qi1
pi0qi0
pi1qi1
pi0qi1
pi1qi0
альный
индекс
цен
ip
А
40
80
500
200
20
16
8
40
2,0
Б
50
70
300
600
15
42
30
21
1,4
В
60
90
200
200
12
18
12
18
1,5
Итого
1000
1000
47
76
50
79
Во второй части таблицы рассчитаны товарооборот базисного и текущего
кварталов, индивидуальные индексы цен и условный товарооборот каждого
сорта: выручка магазина при условии продажи товаров во II квартале по ценам I
квартала. Средняя цена товара в I квартале составляла 47 тыс. руб. (47 млн.
руб./1 тыс. шт.), во II квартале - 76 тыс. руб. Система индексов имеет вид:
76
1000 76
50 1000
47 1000
50
47 1000
1,61=1,52*1,06
Если бы произошедшие изменения цен не сопровождались структурным
перераспределением продаж, то средняя цена товара выросла бы в 1,52 раза, а
только изменение структуры продаж вызвало бы рост средней цены на 6%.
Одновременное воздействие двух факторов увеличило среднюю цену продаж на 61%.
Основной формой индекса цен для совокупности разнородных товаров является агрегатный
индекс. Цены различных товаров (например, конфет 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)
 pi1qi0
IpЛ =
(
6 )
 pi0qi0
или текущего периода времени (формула Пааше)
 pi1qi1
IpП=
( 7 )
 pi0qi1
Четкость интерпретации, экономический смысл и удобство практического
расчета формулы Ласпейреса сделали ее самой популярной в мире 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).
Изучение динамики розничных цен (например, для получения дефлятора,
позволяющего рассчитать стоимостные показатели от четного периода в
сопоставимых ценах) должно быть максимально приближено к совокупности товаров,
произведенных в отчетном периоде. 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.
Ограниченными возможностями регистрации цен объясняется использование
различных модификаций формул Ласпейреса и Пааше:
 ippi1qi0
IpЛ =
( 8 )
 pi0qi0
 pi1qi1
IpП=
( 9 )
 (1/ip)*pi0qi1
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), а в
случае долгосрочных и международных сопоставлений разница между индексами,
взвешенными разными способами, составляет несколько процентов (до 30-50%).
Значения индексов, вычисленных по формулам Ласпейреса и Пааше, совпадают лишь в
случае почти невозможного на практике совпадения структуры товарной массы
базисного и отчетного периодов. Установлено, что различия числовых значений этих
индексов могут определяться тремя факторами: вариацией индивидуальных индексов
цен (Vip), объемов (Viq) товаров и коэффициентом корреляции (rpq), измеряющим
стохастическую связь между этими индивидуальными индексами. В целом зависимость
между индексами имеет вид:
IpП / IpЛ = 1 rpq*Vip*
Viq
( 10 )
Vip= sip
/IpЛ; sip
=  (ip - IpЛ) *pi0qi0
( 11 )
 pi0qi0
Viq = siq /
IqЛ;
siq =  (iq- IqЛ) *
pi0qi0 где iq =
q1/q0; ( 12 )
 pi0qi0
 (ip - IpЛ)(iq- IqЛ)
pi0qi0
rpq =
:(sip
*siq)
( 13 )
(ковариация)
 pi0qi0
Так как Vip и Viq положительны, то знак выражения IpП /
IpЛ зависит от знака rpq , таким образом IpП > IpЛ в случае,
если цены и количество товаров имеют тенденцию в одном направлении (rpq >0),
т. е. в условиях диктата поставщика. При рынке доминирующего спроса,
разнообразии товаров, конкуренции IpП < IpЛ (рост цен вызывает относительное
снижение объема покупок).
Пример.
По условиям предыдущего примера сделаем необходимые расчеты (конечно,
трех уровней недостаточно для достоверной оценки вариации, в данном
случае это упрощает расчеты примера) .
Расчет показателей связи
индексов
Сорт
ip - IpЛ
(ip - IpЛ) *
* pi0qi0
iq
iq- IqЛ
(iq- IqЛ) *
* pi0qi0
А
2,0-1,68=0,32
2,048
0,4
0,4-1,06=-0,66
8,712
Б
1,4-1,68=-0,28
1,176
2,0
2,0-1,06= 0,94
13,254
В
1,5-1,68=0,18
0,389
1,0
1,0-1,06=-0,06
0,043
ИТОГО
-0,14
3,613
-
0,22
22,009
IpЛ =
1,68;
IqЛ = 1,06;
sip = 3,613/47=0,277;
siq
= 22,009/47=0,684;
Vip =
0,277/1,68=0,165;
Viq = 0,684/1,06=0,646;
rpq
=-0,903;
IpП / IpЛ =0,9.
Разница в значениях индексов в основном определяется взаимным влиянием
изменений цен и количества, в значительной степени - вариацией количественных
изменений и незначительно - вариацией цен.
Доказано, что наилучший линейный индекс лежит между индексами, вычисленными
по формулам Ласпейреса и Пааше. Зарубежные статистики пытались найти
компромиссную формулу.
Формула Эджворта - Маршалла:
 pi1((q1 q0)/2)
IЭ-М=
( 14 )
 pi0((q1 q0)/2)
Формула ( 14 ) улавливает сдвиги в структуре покупок, но при вязана к
условной структуре товарооборота, не характерной ни для одного реального
периода, не имеет прямого экономического смысла. Ее расчет встречает
препятствия в сборе материалов, как и расчет по формуле Пааше.
Наиболее удачным компромиссом многие экономисты считают «идеальный»
индекс Фишера:
IФ =
IpП*IpЛ
( 15 )
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.
Разновидностью розничных цен являются цены на продукты массового
(общественного) питания. Они образуются на базе розничных или оптовых цен на
продукты, покупаемые предприятиями массового питания с добавлением наценки,
возмещающей издержки на переработку продуктов и дающей прибыль.
Непосредственная регистрация цен продукции массового питания практически
невозможна из-за большого разнообразия ее состава и отсутствия стабильной
единицы измерения. Поэтому для расчета индекса цен на продукцию массового
питания исчисляют индекс цен на израсходованные продукты и товары,
проданные на предприятиях массового питания, и индекс ценовых факторов наценки
(Inp). Последний, в свою очередь, состоит из двух индексов: индекса норм
наценок (т. е. процента наценки к цене продукта) и индекса изменения
самих цен:
 n1p1q1
 n1p1q1
 n0p1q1
=
*
( 16 )
 n0p0q1
 n0p1q1
 n0p0q1
где n - норма
наценки товара;
k - число i - x разновидностей товаров.
Так как расход продуктов в производстве продукции массового питания
учитывается в стоимостных единицах, то для расчета используется формула
среднего гармонического индекса:
 n1p1q1
Inp =
( 17 )
 (1/inp)n1p1q1
где inp = in * ip = n1p1 /
n0p0
(
18 )
Формула индекса цен массового питания имеет вид:
 p1q1  n1p1q1
 p1q1  n1p1q1
Ip =
=
( 19 )
 p0q1  n0p0q1
 (1/ip) p1q1  (1/inp)n1p1q1
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
(произведение Iцеп > Iбаз), 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.
6. МЕТОДЫ ОЦЕНКИ УРОВНЯ И ДИНАМИКИ
ИНФЛЯЦИИ.
Одной из самых важных характеристик состояния экономики любой страны
является уровень инфляции, который проявляется в росте общего уровня
цен. Рост уровня цен неравнозначен понятию «инфляционный рост цен», так как
может включать изменение цен, обусловленное изменением качества продукции и
услуг. Не существует единого статистического показателя, способного отделить
один из другого, тем более что оценка изменения качества не возможна без
привлечения экспертных методов. Поэтому адекватная оценка инфляции возможна
только с использованием развернутой системы показателей.
Для наиболее общей характеристики уровня инфляции в мировой практике используются
два показателя. Индекс потребительских цен (ИПЦ) позволяет оценить
уровень инфляции на потребительском рынке.
%
месяц
Текущий индекс потребительских цен
(по результатам еженедельного наблюдения
Назад | Далее
В начало реферата
Если у вас есть аналогичные работы Реферат "Статистика цен" сообщите нам об этом. Также нам будет интересны рефераты, дипломные работы по теме Реферат "Статистика цен", а также курсовые работы. Присылайте их нам, помогите в учебе другим людям.
|
