Економічна статистика

Хм

 

Мультиплікативна індексна модель залежності середньої ціни виражається рівнянням:

^{1 1}р ¹стр '

Р

При розв’язанні даного рівняння слід використовувати відповідні індекси.

Індекс Ласпейреса широко використовується для аналізу ди­наміки споживчих цін, де спільномірником є кількість товарів базисного періоду:

& = -¥—»

£,РоЯо

Індекс Ласпейреса можна визначити як середня арифметична індексів цін зважених за вартістю товарів базисного періоду:

_ІР=щ^,

ЬРоЧ о

де: і_р — індивідуальні індекси цін, а Х^Ра<І0 —вартість товарів ба­зисного періоду.

Індекс Пааше характеризує зміну цін, зважених за обсягом товарів звітного періоду:

_г Еа?і ІР = Ф!          .

І^РоЧі

Індекс Пааше можна розрахувати як середня гармонічна індексів цін, зважених за вартістю товарів звітного періоду:

, ЦРі91 ^Ір= 1

де: і_р — індивідуальні індекси цін, а Ха^і— вартість товарів звітного періоду.

Індекс цін Пааше може бути розрахований як середньоариф­метична індексів зважених за умовною вартістю товарів звітного періоду за цінами базисного періоду:

і.

ЬРоЧі

де: і_р — індивідуальні індекси цін, а Хрм— вартість товарів звітного періоду в цінах базисного.

Значно пізніше (1822) для визначення індексу цін англійсь­кий економіст Джозеф Лоу запропонував формулу, де ціни зва­жуються за середньою величиною кількості товарів. Цей індекс розраховується при аналізі цін протягом великих періодів часу (5, 10, 15 і т. д. років):

-                 Чо + Ч\            ■

де: ч = — середня кількість товару за два періоди.

Середній індекс цін на основі індивідуальних індексів за фор­мулою середньої геометричної запропонував англійський еко­номіст Стенлі Джевонс (1863):

Ір = V^і! ■ ^і2 ■ ••• ■ ^іп >

де: і₁, і₂, і_п — індивідуальні індекси цін різних товарів, а п число товарів.

Формула середньої геометричної із добутку індексу Ласпей- реса і Пааше була застосована американським економістом Фіше- ром у 1927 році, формула має такий вигляд:

Е рд Е ра Е РоЧо Е Ро?і

У загальних територіальних індексах цін спільномірниками може виступати кількість проданих товарів по регіонах або їх сума. Вибір бази порівняння і вибір спільномірників визначається ме­тою дослідження:

, Е Рі9і т Е Р2^2 ^ІР = V--- або !Р =^          ,

Е Р2«1 Е РіІ2

де: р₁ ір₂ — ціни товарів у першому та другому регіонах, q₁ і q₂ — кількість товарів за двома регіонами.

Індивідуальні і загальні індекси залежно від бази порівняння можуть бути базисними або ланцюговими індексами цін.

При визначенні просторових територіальних індексів вико­ристовується також формула індексу цін фіксованого складу, яку інколи називають індексом Едворта-Маршалла. Вагою є середня величина обсягу продаж двох територій:

Ча + ЧЬ

^І_Р =-

Е Л [ ^ ^

На формування рівня цін впливає багато факторів, передусім, це купівельний попит та товарна пропозиція. У свою чергу, рівень цін впливає на пропозицію та попит товару, а також визначає їх співвідношення. Конкретний рівень цін у певний момент часу залежить від ступеня розвитку виробничих сил, розвитку ринку, від структури проміжного і кінцевого споживання, від того, скільки і яких агентів функціонує на ринку. Рівень цін залежить і від швидкості обертання грошей, попиту на гроші (М), який до­рівнює вартості товарообігу (РхТ), поділеного на швидкість обер­тання грошей, тобто, М= Р- Т / V; таким чином отримуємо: Р= М-У/Т, тобто ціни товарів (Р) виявляються рівними сумі грошей в обігу, поділеній на кількість товарів і помноженій на швидкість обертання грошей. Рівень цін конкретного товару залежить і від зовнішньоекономічних факторів, наприклад, від державної політики стосовно того чи іншого товару, що частіше проявляється в системі дотації його виробництва та оподаткування і залежить від обмінного курсу валют. При цьому вирішальне значення у визначенні ціни має структура витрат виробництва.

 

« Содержание

» следующая страница »
1  ... 159 160 161 162 163 164165 166 167 168 169  ... 201