Агрегатный  индекс цен с отчетными весами I = 132,3 % означает, что цены на указанную продукцию в отчетном периоде выросли по сравнению с базисным на 32,3% (базисный период всегда принимается за 100%), а абсолютная фактическая прибыль от изменения цен составила:

Σp₁q₁ - Σp₀q₁ = 121060000-91520000 = 29 540 000 руб.

Агрегатный  индекс с базисными весами I = 131,6 % означает, что цены в базисном периоде, если бы действовали цены отчетного периода, выросли бы на 31,6 %, а абсолютная условная прибыль составила бы:

Σp₁q₀ - Σp₀q₀ = 116560000- 88580000  =    27 980 000 руб.

Нас же интересуют фактическое изменение цен в отчетном периоде по сравнению с базисным и фактическая прибыль от роста цен. Поэтому мы выбираем агрегатный индекс цен с отчетными весами, правильно отражающий динамику изменения цен.

     Таким образом, чтобы вычислить индекс цен, необходимо сопоставить стоимость  товаров, проданных в отчетном периоде по ценам отчетного периода, со стоимостью этих же товаров, но по ценам базисного периода.

     Агрегатный  индекс цен представляет собой дробь, числитель и знаменатель которой состоят из двух сомножителей. Один из них является переменной индексируемой величиной (p₁ и p₀ ), а второй принимается условно в качестве постоянной величины - веса индекса (q₁ ).

Постоянные и переменные веса агрегатных индексов. При вычислении индекса за два периода вопрос о весах сводится к выбору между базисным и отчетным периодами. На практике приходится иметь дело не только с двумя, но и с большим числом периодов. Если индексы исчисляются за несколько периодов, то для всех них могут быть приняты одни и те же веса - индексы с постоянными весами, или же для каждого периода свои веса - индексы с переменными весами [10].

Теоретически  возможны четыре типа индексов.

1. Общие базисные индексы цен с постоянными (базисными) весами: I_n/0 = Σp_nq₀ / Σp₀q₀

В данных индексах цены каждого последующего периода сопоставляются с ценами базисного и взвешиваются на одно и то же количество товаров, проданных в базисном периоде. Полученные показатели характеризуют изменение цен по сравнению с начальным периодом, но не отражают изменения в структуре проданных товаров.

2. Общие базисные индексы цен с переменными (отчетными) весами: I_n/0 = Σp_nq_n / Σp₀q₀

В этих индексах цены каждого последующего периода сравниваются с ценами базисного  периода, но в качестве весов берется  каждый раз количество товаров отчетного периода [13].

В вычисленных  индексах находят отражение как изменения цен по сравнению с начальным (базисным) периодом, так и изменения структуры проданных товаров.

3. Общие цепные индексы цен с постоянными весами: I_n/(n-1) = Σp_nq₀ / Σp_n-1q₀

Эта группа индексов получается путем сопоставления цен каждого последующего периода с предыдущим, взвешенных на одно и то же количество товаров, проданных в базисном периоде. Эти индексы отражают изменение цен каждого периода по сравнению с предыдущим, но не отражают изменения в структуре проданных товаров.

4. Общие цепные индексы цен с переменными весами: I_n/(n-1) = Σp_nq_n / Σp_n-1q_n

Эти индексы получены путем сопоставления  цен каждого последующего периода  с предыдущим, но взвешенных в каждом случае на количество товаров отчетного  периода.

В рассчитанных индексах находит отражение как изменение цен за ряд последовательных периодов, так и изменение структуры проданных товаров.

Индексы с переменными весами не дают возможности  перехода от цепных индексов к базисным, и наоборот [12], так как веса их различны:

(Σp₁q₁ / Σp₀q₁) * (Σp₂q₂ / Σp₁q₂) ≠ (Σp₂q₀ / Σp₀q₀)

Индексы с постоянными весами допускают  возможность перехода от цепных к  базисным индексам, и наоборот. Перемножив два (или несколько) цепных индексов с постоянными весами, получим базисный индекс:

(Σp₁q₀ / Σp₀q₀) * (Σp₂q₀ / Σp₁q₀) = (Σp₂q₀ / Σp₁q₀),

а поделив  два базисных индекса с постоянными  весами, получим цепной:

(Σp₂q₀ / Σp₀q₀) / (Σp₁q₀ / Σp₀q₀) = (Σp₂q₀ / Σp₁q₀).

В связи  с разнообразием индексов возникает  вопрос о выборе наиболее пригодного из них в каждом конкретном случае. Так, для характеристики изменения цен по сравнению с начальным периодом без учета изменений в структуре проданных (произведенных) товаров применяют общие базисные индексы с постоянными весами, в тех же целях, но с учетом изменения структуры - базисные индексы с переменными весами [15]. Для определения изменения цен каждого периода по сравнению с предыдущим без учета изменений в структуре проданных товаров применяют цепные индексы с постоянными весами, с учетом изменений в структуре - цепные индексы с переменными весами.

Среднеарифметический и среднегармонический индексы

     Агрегатные  индексы цен, физического объема товарооборота и др. могут быть вычислены при условии, если известны индексируемые величины и веса, т.е. р и q. Но в ряде случаев мы не располагаем необходимыми данными, а имеем произведение p*q и индивидуальные индексы. Возникает проблема построения средних индексов, идентичных агрегатным, путем осреднения индивидуальных индексов. Эта задача решается преобразованием агрегатного индекса в среднеарифметический и среднегармонический индексы.

     В тех случаях, когда не известны отдельные  значения p₁ и q₁ , а дано их произведение p₁q₁ - товарооборот отчетного периода и индивидуальные индексы цен, и сводный индекс должен быть вычислен с отчетными весами, применяется среднегармонический индекс цен. Причем индивидуальные индексы должны быть взвешены таким образом, чтобы среднегармонический индекс совпал с агрегатным [14]. Из формулы i_p = p₁/ p₀

определим неизвестное p₀ значение и, заменив в формуле агрегатного индекса

I = Σp₁q₁ / Σp₀q₀ значение p₀ = p₁/ i_p, получим [16]:

I_p = Σp₁q₁ / Σ(p₁q₁)/i_p.

Индекс  в такой форме называется среднегармоническим. 
 

 

Глава 2. Динамики цен на овощную и фруктовую продукцию

Приведем данные по цене на помидоры (в руб. за кг.) [17].

 
 

Изучим  динамику цен с помощью индексов

Абсолютный  прирост    

Темп  роста:

        ¾ цепные темпы роста;  

        ¾ базисные темпы роста;  

                      -- темп роста за весь период.  

 Темп  прироста    , )

Абсолютное  значение одного процента прироста                                                               

Средний уровень  . 

В общем  виде средний уровень моментного ряда   . 

Средний абсолютный прирост  

Средний абсолютный прирост  . 

Средний темп роста , 

Средний темп роста  ,  
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 

 

Можно видеть, что цены росли в среднем  на 2руб. в месяц, или средним темпом роста равным  16,35%. Цена за отчетный период возросла на 46,8%.

Рассмотрим 

Отобразим теперь полученные результаты на графике

Может теперь проследить динамику инфляции. Линия тренда показывает, что темп инфляции растет. 
 

 

Заключение

       Увеличение  темпов роста цен на овощи на потребительском  рынке может быть связано как с увеличением издержек торгующих организаций, так и их стремлением к сохранению уровня прибыли.

       За  январь-июнь текущего года индекс потребительских  цен на плодоовощную продукцию составил 138,6% (131,5% в 2006 г.).

       Динамика  цен на плодоовощную продукцию определяется сезонностью выхода продукции. Наибольший уровень цены устанавливается в зимние и весенние месяцы под влиянием сокращающегося предложения. В период поступления продукции нового урожая (июль-сентябрь) цены снижаются.

       В целях расширения сезонного предложения  овощной продукции на внутреннем рынке и сглаживания сезонного  колебания потребительских цен постановлением Правительства Российской Федерации от 24 января 2007 г. № 44 «О сезонных пошлинах на отдельные виды овощей, ввозимых на территорию Российской Федерации» с 25 февраля по 31 мая 2007 года на капусту, морковь и свеклу ставка ввозной таможенной пошлины была снижена с 15% до 5 процентов.

       По  данным ФТС России за январь-май  текущего года контрактные цены на импортные овощи выросли на 67,3% по сравнению с соответствующим  периодом 2006 года.

       В период действия сезонной ставки ввозной таможенной пошлины эффект от повышения цен на импортную продукцию был менее заметен.

       По  прогнозу Росгидромета с учетом сложившихся  и ожидаемых агрометеорологических условий валовой сбор картофеля в 2007 году ожидается ниже, чем в 2006 году.

       Динамика цен во втором полугодии, когда на рынок поступает новый урожай, носит понижательный характер. Учитывая неблагоприятные погодные условия для формирования урожая картофеля и овощей, вероятно, их предложение сократится, что окажет влияние на ценовую конъюнктуру рынков этих видов сельхозпродукции во второй половине текущего года. 

       Инфляционный  скачек в этом году привел к существенному  увеличению цен на продовольствие и  на всю сельхоз продукцию.   

Литература

1. Голуб Л. А. Социально-экономическая статистика. 2003
2. Бурцева С. А.  Статистика финансов. 2004
3. Громыко Г.Л. Теория статистики. 2007
4. Елисеева И. И., Силаева С. А., Щирина А. Н. Практикум по макроэкономической статистике. 2007
5. Елисеева И.И. Общая теория статистики: Учебник для ВУЗов. – М.: Финансы и статистика, 2004.
6. Ефимова М.Р., Петрова Е.В., Румянцев В.Н. Общая теория статистики: Учебник. - М.: ИНФРА-М, 2002.
7. Ефимова М. Р., Бычкова С. Г. Практикум по социальной статистике. 2005
8. Теория статистики: Учебник. / Под ред. Р.А. Шмойловой. - М.: Финансы и статистика, 2002.
9. Назаров М. Г. Курс социально-экономической статистики. 2003
10. Палий И.А. Прикладная статистика. 2007
11. Курс социально-экономической статистики: Учебник для вузов / Под ред. Проф. М.Г.
12. Практикум по социальной статистике: Учеб.пособие/ Под ред. И.И.Елисеевой.-М.: Финансы и статистика, 2002.
13. Экономическая статистика: Учебник / Под ред. Ю.Н. Иванова. - М.: ИНФРА-М, 2002.
14. Кибанов А.Я. «Экономика и социология труда: Учебник». – М.: ИНФРА-М, 2003. – 584с.
15. Липсиц И.В. «Экономика: учебник для вузов». – М.: Омега-Л, 2006. – 656с. – (Высшее экономическое образование).
16. Октябрьский П.Я. «Статистика: Учебник». – М.: ТК Велби, Изд-во Проспект, 2005.-328с.
17. http://www.mcx.ru/ -министерство сельского хозяйства