Изучение инфляции статистическое

ДВВП  можно исчислить также и косвенным  способом:

I дввп  (17)

По  существу ДВВП является индексом цен  Пааше и, следовательно и, следовательно  может отражать в себе влияние  не только изменение цен, но и изменений  в структуре ВВП.

В качестве показателей товарной массы  можно использовать объем товарооборота и продажи услуг или ВВП, а денежную массу можно выразить через денежный агрегат М2, который представляет сумму агрегата М1 и срочных сберегательных депозитов. В свою очередь, М1=М0+ ликвидные вклады и депозиты в других депозитных организациях.

Вопреки критике, монетаристское уравнение обмена используется при разработке денежно-кредитной политике для прогноза будущего темпа инфляции. Например, группа экономистов федеральной резервной системы предлагает применять для прогноза инфляции следующее уравнение:

(18) р  

где М2= М1+ бесчековые сберегательные счета + мелкие (не более 100 тыс. дол.) срочные  вклады; V´- фактическая средняя скорость обращения М2 за последние 33 года; Q- прогнозное значение реального ВВП при условии, что максимальный инфляционный темп роста составляет 2,5% в год; р- прогнозируемый уровень цен в бедующем.

На  основе ДВВП принято рассчитывать основной показатель уровня инфляции – норму  инфляции:

(19) N

Где It и It-1- ДВВП смежных периодов.

Именно по величине этого показателя подразделяют на ползучую, галопирующую и гиперинфляцию.

Для характеристики инфляционных процессов на потребительском рынке товаров и услуг используется индекс потребительских цен (ИПЦ). На основе ИПЦ в статистике рассчитывается индекс покупательной способности денежной единицы – как величины обратной ИПЦ. Индекс покупательной способности денежной единицы показывает, во сколько раз обесценились деньги, т.е. характеризует инфляцию и может исчисляться по отношению к денежной единице текущего и базисного периода на федеральном и региональном уровнях.

Статистика цен предоставляет  ежемесячно сведения об ИПЦ, что позволяет наблюдать за интенсивностью изменения покупательной способности рубля (ПСР) в течении года. Кроме того индекс покупательной способности может использоваться для факторного анализа изменения реальной заработной платы (РЗ):

(20) Iрз.=Iнз.*Iпср.

По мнению экспертов, одной из причин снижения покупательной способности  рубля является также инвалютизация  России, начавшаяся с внедрения рыночных отношений. Изменение валютного  курса рубля является одновременно и следствием, и стимулом инфляционных процессов. С одной стороны девольвация стабилизирует национальную валюту, а с другой может усилить инфляцию, так как валютный курс в настоящее время определяется не на основании валютного периода. Он формируется под воздействием спроса и предложения на валютном рынке России и поэтому называется плавающим.

Обвальное обесценение рубля наблюдается  в 1992 г. В преддверии либерализации  цен курс рубля по отношению к  доллару США на 1 января 1992 г. снизился в 196 раз по сравнению с курсом на 25 декабря 1991г., т.е. за неделю. Следующий менее значительный обвал рубля произошел в 1998 г. в связи с финансовым кризисом. За период с августа по декабрь 1998 г. курс рубля уменьшился в 3,5 раза, что приводило к очередному витку инфляции, выразившемуся в 1999 г. в значительном росте цен в производственном секторе экономике. Следствием этой денежной девальвации стало значительное увеличение наличных денег в обороте денежной массы. В целом за 1992-2000гг. степень девальвации рубля составило почти 250 раз.

В настоящее время Банк России осуществляет постоянный контроль и регулирование курса рубля на основных валютных рынках России. Проведение политике по стабилизации рубля способствовало значительное пополнение валютных запасов Банка России за счет повышения мировых цен на нефть. Согласно официальной информации департамента внешнеэкономических связей Банка России на начало ноября 2004 г.величина золотовалютных резервов России составило 107,3 млрд. дол., что на 39,5% больше по сравнению с 1 января 2004г.

При оценки уровня инфляции на потребительском рынке следует учитывать, что ИПЦ учитывает не только товары отечественного производства, но и импортные товары цены на которые выше. Это относится к товаром продовольственного рынка, где доля импорта достаточно велика.

Развитие инфляционных процессов быстрее всего проявляется в сфере денежного обращения. В связи с этим, анализируя формирование и развитие инфляции, следует использовать показатели денежно-кредитной системы. В начальной стадии инфляции темпы роста цен и обесценение денег отстает от темпов роста денежной массы в обращении в связи с увеличением покупательного спроса, ростам производства и товарооборота и замедлением скорости обращения денег. В результате увеличения денежной массы в обращении снижение покупательной способности денег сдерживается до тех пор, пока удовлетворяется потребность рынка в деньгах.

На дальнейшем этапе развития инфляции темпы обесценения денег опережают  темпы роста денежной массы. Владелец денежных накоплений стремится быстрее  избавится от денег посредством их превращения в материальные ценности. Происходит ускорение оборота денежной массы и сокращение производства, что в конечном итоге ведет к росту цен.

Таким образом, динамика денежных агрегатов  должна быть взаимосвязанной с уровнем  инфляции на потребительском рынке, обслуживаемое в основном наличные деньги. Денежный агрегат М2 представляет собой объем наличных денег в обращении и остатков средств в национальной валюте на счетах нефинансовых организаций и физических лиц, являющихся резидентами РФ. В таблице 1 индекс денежной массы рассчитан путем сопоставления средних за год значений М2, которые в свою очередь определены по формуле средней хронологической. 

 

Таблица 1

Динамика показателей денежной массы и потребительских цен  за 1999-2003 гг. (% к предыдущему году)

Показатели	1999	2000	2001	2002	2003
Индекс денежной массы (М2)	140,2	160,4	140,6	124,2	155,8
Индекс потребительских цен	136,5	120,2	118,6	115,1	112,0

Рис. 3 Динамика цен по группам и  видам товаров и услуг

По  данным приведенным, приведенным в  таблице 1, очевидной связи между  изменением денежной массы в обращении  и ИПЦ не прослеживается, что подтверждает коэффициент парной линейной корреляции (r=0.097). это противоречие выдвинутой ранее гипотезы связанно с тем, что механизм взаимодействия данных показателей обнаруживается лишь при сопоставлении динамики М2 и ИПЦ внутри года, т.е. динамика по месяцам. 

 

 

Рис.4 Прирост цен

 

2. Расчетная часть

Для анализа эффективности деятельности предприятий одной из отраслей экономики  была произведена 20%-ная механическая выборка, в результате которой получены следующие данные за год, млн. руб.:

Таблица 2

Исходные данные

№ предприятия п/п	Цена за единицу товара, руб.	Количество проданного товара, тыс. шт.
1	25	31
2	28	24
3	16	45
4	24	26
5	32	28
6	20	33
7	22	44
8	26	29
9	23	25
10	16	48
11	23	31
12	28	27
13	17	23
14	19	44
15	25	29
16	28	21
17	21	28
18	18	28
19	27	20
20	26	22
21	25	38
22	17	35
23	19	28
24	20	39
25	22	26
26	26	33
27	18	43
28	21	22
29	24	26
30	27	26

Задание 1

По  исходным данным:

Постройте статистический ряд распределения предприятий по признаку –цена товара, образовав четыре групп с равными интервалами.

Рассчитайте характеристики интервального ряда распределения: среднюю арифметическую, среднее квадратическое отклонение, коэффициент вариации, моду и медиану.

Сделайте выводы по результатам выполнения задания.

Решение:

Целью выполнения данного задания является изучение состава и структуры  выборочной совокупности торговых точек  города путем построения и анализа  статистического ряда распределения  торговых точек по признаку цена товара. Построение интервального ряда распределения торговых точек города по цене за единицу товара.

Для построения интервального вариационного  ряда, характеризующую распределение  торговых точек по цене за единицу  товара, необходимо вычислить величину и границы интервалов ряда.

При построении ряда с равными интервалами  величина интервала h определяется по формуле:

 (1)

где , - наибольшее и наименьшее значение признака в исследуемой совокупности, k- число групп интервального ряда.

Определение величины интервала по формуле (1) при заданных

 

k=4, -32 -16

h = ( х max – x min)/k = (32,0 – 16,0)/4 = 4 руб.

При h= 4 руб границы интервалов ряда распределения имеют следующий  вид (табл.3) 

 

Таблица 3

Номер группы	Нижняя граница млн. руб.	Верхняя граница млн. руб.
1	16	20
2	20	24
3	24	28
4	28	32

Для определения числа торговых точек в каждой группе строю разработочную  таблицу 4 

 

Таблица 4

Разработочная таблица для построения интервального прогноза распределения  и построения аналитической группировки.

Группа торговых точек города по цене за единицу товара	№ п/п	Цена за единицу товара, руб.	Количесество проданного товара, тыс. шт.
16-20	3	16	45
	10	16	48
	13	17	23
	22	17	35
	18	18	38
	27	18	43
	14	19	44
	23	19	28
	3	20	33
	24	20	39
Всего:	10	180	376
20-24	17	21	28
	28	21	22
	7	22	44
	25	22	26
	9	23	25
	11	23	31
	29	24	26
	4	24	26
Всего:	8	180	228
24-28	1	25	31
	15	25	29
	21	25	38
	8	26	29
	20	26	22
	26	26	33
	19	27	20
	30	27	26
	2	28	24
	12	28	27
	16	28	21
Всего:	11	291	300
28-32	5	32	28
Всего:	1	32	28
Итого:	30	683	932

На основании групповых итоговых строк «Всего» табл. 4 формируется  итоговая таблица 4, представляющая интервальный ряд распределения торговых точек  города по цене за единицу товара. 

 

Таблица 5

Распределение торговых точек по цене за единицу товара

№ группы	группы предприятий по выручке  от продаж	число предприятий
1	16-20	10
2	20-24	8
3	24-28	11
4	28-32	1
Итого		30

 

Проведу еще три характеристики полученного ряда распределения  – частоты групп в относительном  выражении, накопленные (калькулятивные) частоты полученные путем последовательного суммирования частот всех предшествующих интервалов и накопленных частот рассчитывается по формуле

 

 

Таблица 6 Структура торговых точек  по цене за единицу товара.

№ группы	группа торговых точек по цене за ед. товара руб.	Число предприятий		Накопленная частота	Накопленная частость, %
		в абсолютном выражении	в % к итогу
1	16-20	10	33,33333	10	33,33333
2	20-24	8	26,66667	18	60
3	24-28	11	36,66667	29	96,66667
4	28-32	1	3,333333	30	100
Итого		30	100

 

 

Вывод: Анализ интервального ряда распределения  изучаемой совокупности торговых точек  города показывает, что распределение  предприятий по цене за единицу товара не является равномерным: преобладают предприятия с ценой за единицу товара от 24 да 28 руб. (это 11 предприятий, доля которых составляет 36,33%), 33,33% предприятий имеют ценуза единицу товара менее 24 руб., а 26,66 % менее 20 руб.

Для расчета характеристик ряда распределения х ср., s, ,Vs, на основе таблице 3 строится вспомогательная таблица

Расчет  средней арифметической взвешенной:

Хср.= =22,4 руб.

 

Расчет среднего квадратического  отклонения:

σ² = =3,62

Расчет дисперсии

Расчет коэффициента вариации:

Vs = (s/Хср) 100%=3,62\22,4*100=16,2%

Таблица 7

Расчетная таблица для нахождения характеристик рада распределения