Індекси, їх види і роль у вивченні ринку

Різні по напрямку й інтенсивності зміни індивідуальних індексів обумовлюють необхідність при їхньому узагальненні визначення загального для даного асортименту зміни цін і кількості реалізованих товарів. Для цього обчислюються відповідні загальні індекси.

При визначенні загального індексу цін в агрегатній формі Іp у якості співвимірника величин, що індексуються р1 і р0 можуть застосовуватися дані про кількість реалізації товарів у поточному періоді q1 При множенні q1 на величини, які індексуються в чисельнику індексного відношення утвориться значення p1q1, тобто сума вартості продажу товарів у поточному періоді за цінами того ж поточного періоду. У знаменнику індексного відношення утвориться значення p0q1, тобто сума вартості продажу товарів у поточному періоді за цінами базисного періоду.

Агрегатна формула такого загального індексу має наступний вид:

(2.3)

Розрахунок агрегатного індексу цін по формулі (2.3) запропонований німецьким економістом Г.Пааше. Тому індекс (2.3) прийнято називати індексом Пааше.

Застосуємо формулу (2.3) для розрахунку агрегатного індексу цін за даними табл. 2.1.

Чисельник індексного відношення:

?p1q1 = 25 * 9500 + 30 - 2500 + 10 * 1500 = 327500 грн.

Знаменник індексного відношення:

?p0q1 = 20 - 9500 + 30 - 2500 + 15 - 1500 = 287500 грн.

Отримані значення підставляються у формулу (2.3):

Іp = 327500/287500=1,139, чи 113,9%

Застосування формули (2.3) показує, що по даному асортименті товарів у цілому ціни підвищилися в середньому на 13,9%.

При порівнянні чисельника і знаменника формули (2.3) у різниці визначається показник абсолютного приросту товарообігу за рахунок фактора зміни цін у поточному періоді в порівнянні з базисним періодом:

, (2.4)

Застосовуючи формулу (2.4) до даних таблиці 2.1, визначимо приріст товарообороту:

Отримана величина приросту говорить про те, що підвищення цін на даний асортимент товарів у середньому на 13,9% обумовило збільшення обсягу товарообігу в поточному періоді на 40 тис. грн. Величина цього показника (із протилежним знаком, тобто - 40 тис. грн.) характеризує перевитрату грошових коштів населенням при покупці товарів даного асортименту за цінами, підвищеними на 13,9%.

При іншому способі визначення агрегатного індексу цін у якості співвимірника величин, що індексуються р1 і р0 можуть застосовуватися дані про кількість реалізації товарів у базисному періоді q0. При цьому множення q0 на величини, що індексуються в чисельнику індексного відношення утворить значення p1q0, тобто суму вартості продажу товарів у базисному періоді за цінами поточного періоду. У знаменнику індексного відношення утвориться значення p0q0 тобто сума вартості продажу товарів у базисному періоді за цінами того ж базисного періоду. Агрегатна форма такого загального індексу має вид:

, (2.5)

Розрахунок загального індексу цін за формулою (2.5) запропонований німецьким економістом Е.Ласпейресом. Тому індекс цін, розрахований по цій формулі, прийнято називати індексом Ласпейреса.

Застосуємо формулу (2.5) для розрахунку агрегатного індексу цін за даними таблиці 2.1: чисельник індексного відношення p1q0 = 25 * 7500 + 30 * 2000 +10 * 1000 = 257500 грн.; знаменник індексного відношення p0q0 = 20 * 7500 + 30 * 2000 +15 * 1000 = 225000 грн. Отримані величини підставимо у формулу (2.5):

Застосування формули (2.5) показує, що по асортименті в цілому підвищення ціни склало в середньому 14,4%.

При порівнянні чисельника і знаменника формули (2.5) визначається показник приросту товарообігу при продажі товарів у базисному періоді за цінами поточного періоду:

??qp(p) = ?p1q1 - ?p0q0 , (2.6)

Застосовуючи формулу (2.6), визначимо величину приросту товарообігу за даними таблиці 2.1: ??qp(p) = 257500 - 225000 = 32500 грн.

Отримана сума приросту товарообігу показує, що підвищення цін у поточному періоді в середньому на 14,4% обумовлює збільшення обсягу товарообігу на 32,5 тис. грн.

Таким чином, виконані по формулах (2.3) і (2.5) розрахунки мають різні показання індексів цін. Це порозумівається тим, що індекси Пааше і Ласпейреса характеризують різні якісні особливості зміни цін.

Індекс Пааше характеризує вплив зміни цін на вартість товарів, реалізованих у звітному періоді. Індекс Ласпейреса показує вплив зміни цін на вартість кількості товарів, реалізованих у базисному періоді.

Застосування індексів Пааше і Ласпейреса залежить від мети дослідження. Якщо аналіз проводиться для визначення економічного ефекту від зміни цін у звітному періоді в порівнянні з базисним, то застосовується індекс Пааше, що відображає різницю між фактичною вартістю продажу товарів у звітному періоді (?p1q1) і розрахунковою вартістю продажу цих же товарів за базисними цінами (?р0q1).

Якщо метою аналізу є визначення обсягу товарообігу при продажі в майбутньому періоді такої ж кількості товарів, що й у базисному періоді, але за новими цінами, то застосовується індекс Ласпейреса. Цей індекс дозволяє обчислювати різниця між сумою фактичного товарообігу базисного періоду (?p0q0) і можливого обсягу товарообігу при продажу тих же товарів за новими цінами (?p1q0).Ці особливості індексу Ласпейреса обумовлюють його застосування при прогнозуванні обсягу товарообігу в зв'язку з намічуваними змінами цін на товари в майбутньому періоді.

Разом з тим, при вивченні звітних даних, коли метою аналізу є кількісна оцінка зміни обсягу товарообігу в результаті зміни цін, що відбулася, у звітному періоді, для визначення загального індексу цін і одержуваного при цьому економічного ефекту застосовується формула Пааше.

При синтезуванні загального індексу цін замість фактичної кількості товарів (у звітному чи базисному періоди) у якості співвимірників величин, що індексуються (pі і ро) можуть застосовуватися середні величини реалізації товарів за два чи більші числа періодів. При такому способі розрахунку формула загального індексу синтезується в наступному виді:

, (2.7)

де q - середня кількість товарів, реалізованих за аналізований період.

У літературі індекс (2.7) прийнято називати індексом Лоу. Якщо при визначенні індексу цін за формулою (2.7) вихідна інформація містить лише дані про кількість реалізації товарів у базисному і поточному періодах, то середня їхня величина визначається методом середньої незваженої:

, (2.8)

Стосовно до даних табл. 2.1 (при середній величині реалізації товару А - 8500 т, товару Б - 2250 м і товару В - 1250 шт.) розрахунок загального індексу цін за формулою (2.7) наступний:

Тобто ціна в поточному періоді підвищилася в середньому на 14,1%.

Індекс цін Лоу застосовується в розрахунках при закупівлях чи реалізації товару протягом тривалих періодів часу (п'ятирічка, десятиліття і т.д.). Цей метод дає можливість аналізу цін з врахуванням змін усередині окремих субперіодів в асортиментному складі товарів.

По повноті охоплення одиниць статистичної сукупності індекси цін можуть визначатися на основі інформації, що відображає зміни рівнів цін і реалізації загальної кількості всіх товарів. Такі розрахунки можуть охоплювати кілька десятків і сотень тисяч асортиментних позицій і характеризувати загальний результат зміни цін на товари народного споживання. Це так називані тотальні індекси роздрібних цін державної і кооперативної торгівлі, що публікуються в статистичних щорічниках і збірниках.

2.3 Визначення середніх індексів

У попередньому параграфі відзначалося, що для визначення загальних індексів цін і фізичного обсягу товарообігу в агрегатній формі необхідні дані про кількість окремих товарів у натуральних вимірниках. Але кількісний облік продажу в сучасних умовах розвитку торгівлі здійснюється не скрізь. Він здійснюється лише в оптовій торгівлі й у громадському харчуванні.

Для визначення зведених показників зміни роздрібних цін у торгівлі використовується середня гармонійна форма загального індексу цін, у якій на відміну від індексу Пааше знаменник перетворений:

, (2.10)

Для визначення загального індексу фізичного обсягу товарообігу в порівнянних (базисних) цінах застосовується перетворена формула агрегатного індексу фізичного обсягу:

, (2.11)

Таблиця 2.2

Вихідні дані для обрахунку середніх індексів

Підставляючи у формулу (2.11) підсумкові дані гр. 2 і гр. б (табл. 2.2), обчислюємо:

Іq = 459,02 / 420,0 = 1,093,

тобто, фізичний обсяг продажу товарів збільшився в поточному періоді в середньому на 9,3%.

На основі формули (2.11) обчислюється приріст суми товарообігу в поточному періоді в результаті зміни фізичного обсягу продажу товарів:

, (2.12)

Підставляючи в формулу (2.12) відповідні дані, отримаємо:

Таким чином, індексний аналіз даних табл. 2.2 показує, що зниження цін по асортименті в цілому в середньому на 3,5% викликало збільшення товарообігу на 15,98 тис. грн. Збільшення фізичного обсягу продажу товарів у середньому на 9,3% обумовило ріст товарообігу на 39,02 тис. грн. У результаті сукупної дії цих факторів приріст обсягу товарообігу в поточних цінах склав 55 тис. грн. (39,02 + 15,98).

При наявності інформації про індивідуальні індекси фізичного обсягу (2.1) і вартості реалізованих у базисному періоді товарів загальний індекс фізичного обсягу може визначатися за формулою середнього арифметичного індексу:

, (2.13)

Чисельник формули (2.13) отриманий заміною в агрегатному індексі фізичного обсягу значення ?p1q0 на ?іpp0q0. У формулі (2.13) індивідуальні індекси фізичного обсягу виступають як середні величини, а q0p0- як ваги.

При наявності інформації про індивідуальні індекси фізичного обсягу і фактичної вартості продукції (товару) у поточному періоді ?q1p1 загальний індекс фізичного обсягу визначається по формулі середньої гармонійної:

, (2.14)

Зіставлення чисельника і знаменника індексного відношення (2.14) дає показник приросту вартості продукції внаслідок зміни фізичного обсягу:

, (2.15)

Такі ж принципи покладені в перетворення агрегатних форм індексів якісних і об'ємних показників.

Значимість перетворених індексів полягає в тому, що як ваги середніх індексів виступають реальні економічні категорії:

· q1p1 і q0p0 - фактичний товарообіг поточного і базисного періодів;

· z1q1 і z0p0 - фактичні витрати коштів на виробництво продукції в поточному і базисному періодах;

· t1q1 і t0q0 - фактичні витрати робочого часу (праці) на виробництво продукції в поточному і базисному періодах.

2. 4 Індекси з постійними і перемінними вагами

При вивченні динаміки комерційної діяльності приходиться робити індексні зіставлення більш ніж за два періоди. Тому індексні величини можуть визначатися як на постійній, так і на перемінній базах порівняння. При цьому, якщо завдання аналізу полягає в одержанні характеристик зміни досліджуваного явища у всіх наступних періодах у порівнянні з початковим, то обчислюються базисні індекси. Наприклад, зіставлення обсягу роздрібного товарообігу ІІ, ІІІ й ІV кварталів з І кварталом.

Але якщо потрібно охарактеризувати послідовну зміну досліджуваного явища з періоду в період, то обчислюються ланцюгові індекси. Наприклад, при вивченні обсягу роздрібного товарообігу по кварталах року зіставляють товарообіг ІІ кварталу з І кварталом, ІІІ кварталу - з ІІ кварталом і ІV кварталу - з ІІІ кварталом.

У залежності від задачі дослідження і характеру вихідної інформації базисні і ланцюгові індекси обчислюються як індивідуальні (однотоварні), так і загальні.

Способи розрахунку індивідуальних базисних і ланцюгових індексів аналогічні розрахунку відносних величин динаміки. Загальні індекси в залежності від їхнього виду (по економічному змісті) обчислюються з перемінними і постійними вагами - співвимірниками. Так, розглянута в попередніх параграфах агрегатна форма загального індексу фізичного обсягу обчислюється як індекс із постійними вагами-співвимірниками. Агрегатна форма загального індексу цін обчислюється як індекс із перемінними вагами-співвимірниками.

Приклад. Розглянемо способи обчислення базисних і ланцюгових індексів цін і фізичного обсягу на даних таблиці 2.2.

Для вивчення зміни цін по місяцях ІV кварталу визначаються ланцюгові і базисні загальні індекси цін. Середня зміна цін у листопаду в порівнянні з жовтнем:

, (2.16)

Середня зміна цін у грудні у порівнянні з листопадом:

, (2.17)

У системі індексних зіставлень індекси (2.16) і (2.17) утворять ланцюгові індекси цін: листопада стосовно жовтня (126%) і грудня стосовно листопада (122,7%).

В аналізі статистичних дані зміни величини р1, яка індексується, часто фіксуються на рівні кількості продажу товарів досліджуваного періоду q1. Це дає ланцюгові і базисні індекси з перемінними вагами-співвимірниками. Вони показують, як змінилися ціни на товари, продавані в кожнім досліджуваному періоді: листопадовий індекс обчислюється по листопадових кількостях продажу товарів, грудневий - по грудневих кількостях.

Ланцюгові і базисні індекси з постійними вагами-співвимірниками знаходяться в наступному взаємозв'язку:

1. добуток ланцюгових індексів дає базисний індекс (останнього періоду);

2. розподіл наступного базисного індексу на попередній базисний індекс дає ланцюговий індекс (наступного періоду).

В індексах з перемінними вагами-співвимірниками такої залежності немає.

Розділ 3. Багатофакторний індексний аналіз в економічних дослідженнях

Багатофакторний індексний аналіз дозволяє кількісно виміряти вплив декількох факторів на зміну того чи іншого економічного показника, іменованого результативним. Цей вид аналізу знаходить усе більше застосування. Його застосуванню присвячена значна кількість досліджень, але у цілому логічна база багатофакторного індексного аналізу ще далеко не вийшла із стадії свого становлення.

Причина полягає в тому, що розробки з цього приводу стосуються локальних ситуацій, тобто аналізу окремих показників. До теоретичних узагальнень, які розкривали б деякі спільні принципи і вимоги щодо побудови багатофакторних індексних моделей будь-якого результативного показника, справа ще не дійшла. Тут діє поки-що один формальний принцип, суть якого в тім, що основою багатофакторної індексної моделі слугує двохфакторна модель, яка певним чином розгалужується до стану багатофакторної. Сам же процес розгалуження повністю залежить від досвіду та суб'єктивних уявлень дослідника щодо причинно-наслідкової залежності між явищами. Це породжує значну кількість багатофакторних індексних моделей, які не мають практичної цінності і слугують лише прикладом безглуздого нанизування факторів за принципом "що є під рукою". Тому існує нагальна потреба перевести формально-математичний підхід до створення багатофакторних індексних моделей в русло аналізу глибинних причинно-наслідкових залежностей між явищами.

Побудова багатофакторних індексних моделей, що відображають результативний показник як добуток взаємодії складових його факторів, має ґрунтуватися на знанні певних принципів, що випливають з об'єктивних особливостей взаємозв'язку між явищами. Відсутність достатньо обґрунтованих принципів утворення таких моделей змушує економістів всякий раз діяти за своїм розсудом, що, природно є причиною виникнення формальних індексних моделей. У свою чергу багатофакторний індексний аналіз, що базується переважно на інтуїції економістів-аналітиків, стримує подальше поширення цього ефективного методу дослідження залежностей між явищами. У зв'язку з цим постає необхідність узагальнення відправних моментів здійснення багатофакторного індексного аналізу в різних сферах суспільного життя.

3.2 Принципи побудови багатофакторних індексних моделей

Побудова багатофакторних індексних моделей повинна ґрунтуватися на принципах, що випливають з об'єктивних особливостей взаємозв'язку між явищами. Це стосується, насамперед, первісної стадії аналізу - складання вихідних моделей, що відбивають зв'язок між результативними і факторними показниками.

У загальному вигляді індексний аналіз покликаний дати кількісну оцінку функціональних причинно-наслідкових зв'язків між економічними явищами. Об'єктивність і практична цінність такої оцінки залежить, по-перше, від правильного трактування сутності взаємозалежних явищ, по-друге, від повноти обліку особливостей даного взаємозв'язку.

Почнемо з факторних моделей, результативним показником яких виступає об'ємний показник. Основою утворення багатофакторних моделей об'ємного показника слугують двофакторні моделі, що містять кількісний і якісний фактори. Побудова двофакторних моделей відбувається, як правило, шляхом розкладання показника на два його фактори, один з яких у свою чергу може бути розчленованим на його субфактори.

Даний процес не може бути механічним, він повинен спиратися на певні методологічні принципи. Один з них - необхідність визначення факторів у часі. Аналіз свідчить, що в умовах тимчасового розвитку факторів кожен наступний у часі фактор повинен виступати як результат попередніх йому факторів, а не навпаки. Найпростішою формою такого розвитку факторів є моделі, що будуються на чисто тимчасовому характері взаємозв'язків. Наприклад, обсяг виробництва продукції за рік можна відобразити такими двофакторними моделями:

а) Q = R * Q/r;

б) Q = D - Q/D; (3.1)

в) Q = T' *Q/T' ,

де r - кількість відпрацьованих за рік людино-годин усіма робітниками; D - кількість відпрацьованих за рік людино-днів усіма робітниками; T' - середньорічна чисельність робітників. Відносні показники Q/r, Q/D i Q/T' відображають відповідно середньогодинну, середньоденну і середньорічну продуктивність праці.

Виходячи з того, що середньоденна продуктивність складається із середньогодинної, а річна - з середньоденної, наведені моделі деталізуються у такий спосіб:

Q/D = Q/r - r/D; Q/T' = Q/D * D/T' = Q/r * r/D * D/T', (3.2)

де r/D i D/T( - відповідно тривалість робочого дня (у годинах) і тривалість робочого року (у днях).

Підставляючи у формулу розгорнуте значення Q/T', одержимо чотирифакторну модель обсягу продукції

Q = T' * Q/r * rl * D/T'. (3.3)

Відмітимо, що хоча математично припустимі й інші способи відображення одних факторів через інші, але логічний хід розвитку подій диктує саме приведений порядок їхнього розгортання в багатофакторній моделі.

Наступний принцип утворення багатофакторних індексних моделей - поширення факторної залежності одних результативних показників на інші, похідні від перших. Наприклад, факторна модель обсягу виробництва може служити вихідною базою для побудови багатофакторних моделей аналізу багатьох похідних від нього економічних категорій. Припустимо, потрібно побудувати багатофакторні моделі таких безпосередньо залежних від нього категорій, як обсяг реалізованої продукції R, чи фонд заробітної плати робітників Ф. Безпосередній зв'язок даних категорій з обсягом виробництва продукції можна відобразити в такий спосіб:

R = Q * R/Q; Ф = Q * Ф/Q, (3.4)

де R/Q - питома вага реалізованої продукції в обсязі валової продукції (чи так званий коефіцієнт реалізації); Ф/Q - витрати заробітної плати на одиницю валової продукції (своєрідний показник оплати праці за вартісну одиницю продукції).

Підставляючи у щойно наведені формули розгорнуте значення Q, одержимо багатофакторні моделі аналізу обсягу реалізованої продукції і фонду заробітної плати робітників:

R = T' * Q/r * r/D * D/T' * R/Q; (3.5)

Ф = T' * Q/r * r/D * D/T' * Ф/Q. (3.6)

Дані рівняння ґрунтуються на припущенні, що фактори, які впливають на обсяг виробництва, залишаються в силі і стосовно похідних від нього категорій. У зв'язку з цим можна будувати багатофакторні моделі і для якісних показників. Наприклад, залежність середньої заробітної плати робітників від визначальних її факторів можна передати формулою:

ф/T' = Ф/Q * Q/r * r/D * D/T'. (3.7)

Тут досить чітко визначена функціональна залежність середньої заробітної плати робітників від факторів, що залежать безпосередньо від робітників, зокрема, від рівня годинної продуктивності їхньої праці і від повноти використання ними робочого часу, а також зовнішнього фактора - питомої ваги витрат заробітної плати у вартісній одиниці продукції. Варто відзначити, що ігнорування тимчасової субординації факторів призводить до утворення формальних моделей. У цьому легко переконатися, побудувавши, наприклад, модель "залежності" обсягу виробленої продукції від обсягу реалізованої продукції, модель "залежності" продуктивності праці від середньої заробітної плати тощо.

Принцип поширення факторної залежності одних показників на інші, похідні від перших, є багатоступеневим. Якщо, наприклад, на показник реалізованої продукції поширюються фактори, що впливають на обсяг виробленої продукції, то ці ж фактори залишаються в силі і стосовно всіх категорій, похідних від обсягу реалізації.

Так, задамося метою деталізувати відому двофакторну модель прибутку m: m = F * m/F, де с - обсяг виробничих фондів; m/F - рентабельність виробничих фондів.

Багато дослідників вважають фондорентабельність результативним показником, факторами якого нібито є прибуток і обсяг виробничих фондів. У дійсності ж фондорентабельність - фактор прибутку, тому що прибуток "створюється" виробничими фондами і властивої їм фондорентабельності, подібно тому, як виробничими фондами і властивою їм фондовіддачею "створюється" обсяг продукції.

Для досягнення поставленої мети необхідна, як мінімум, ще одна двофакторна модель прибутку. Її нескладно побудувати, якщо врахувати, що прибуток залежить насамперед від обсягу реалізованої продукції і її рентабельності. Залежність прибутку від обсягу реалізованої продукції R можна відобразити формулою:

m = R * m/R, (3.8)

де m/R - питома вага прибутку в обсягах реалізації, тобто рентабельність одиниці реалізованої продукції.

Фондорентабельність утворюється тільки після реалізації продукції, тому вона є наслідком, а реалізація продукції - причиною, тобто формула визначення фондорентабельності буде мати вигляд:

m/F = m/R * R/F. (3.9)

З огляду на той факт, що реалізації продукції передує її виробництво, щойно наведену формулу можна представити так:

m/F = m/R * R/Q *Q/F. (3.10)

Логічність наведеної формули не викликає сумніву, тому що рентабельність фондів дійсно залежить від рентабельності одиниці реалізованої продукції m/R, на яку, у свою чергу, впливає коефіцієнт реалізації виробленої продукції R/Q, а на останній - рівень використання виробничих фондів, тобто фондовіддача Q/F.

Підставляючи у модель прибутку розгорнуте значення показника фондорентабельності, одержимо чотирифакторну модель аналізу прибутку:

m = F * m/R * R/Q * Q/F. (3.11)

Сутність цих залежностей залишиться економічно осмисленою і справедливою, якщо обсяг прибутку розглядати, скажімо, як категорію, похідну від загальних витрат на виробництво (іншими словами, як фабрично-заводську собівартість S) і рівня віддачі загальних витрат (тобто рентабельності продукції - m/S):

m = S * m/S. (3.12)

Для цього випадку за аналогією з наведеною моделлю прибутку можна скласти і наступну модель факторного аналізу прибутку;

m = S * m/R * R/Q * Q/S, (3.13)

де Q/S - вихід продукції на одиницю виробничих витрат (показник окупності витрат). У загальному вигляді така модель відбиває залежність маси прибутку від розмірів первісних вкладень у виробництво S і наступних якісних показників виробничо-фінансової діяльності.

Викладене ще раз переконує в тому, що логічність факторних залежностей зберігається незмінно, якщо вони будуються відповідно до природного ходу розвитку подій. Варто цим положенням знехтувати, і факторний аналіз направляється в помилковому напрямі. Припустимо, у моделі не фондорентабельність була б залежною від рентабельності реалізованої продукції m/R, а навпаки. Тоді одержали б економічно некоректну залежність:

m/R = m/F * F/R, (3.14)

де F/R - показник фондомісткості реалізованої продукції, зростання якого виступає наче позитивним моментом стосовно рентабельності продукції, хоча в дійсності це момент негативний.

Таким чином, у причинно-наслідкових зв'язках з яскраво вираженим чергуванням явищ у часі деталізація моделей повинна відбуватися шляхом розгортання наступних факторів через попередні. Однак, такої черговості явищ в економічній практиці часто не існує, вірніше, явища розташовуються відносно один до одного і послідовно, і паралельно. Типовим прикладом паралельного існування факторів є розглянута нами залежність обсягу виробництва від одночасно функціонуючих факторів - чисельності робочих і виробничих фондів, а також похідних від них категорій - продуктивності праці і фондовіддачі. Разом з тим раніше було показано, що в таких випадках правомірна зворотна деталізація якісних факторів, наприклад, відображення фактора продуктивності праці через фондовіддачу Q/T = Q/F * F/T, і навпаки, - фондовіддачі через продуктивність праці Q/F = Q/T * T/F. У зв'язку з цим виникають ще два принципові питання.

Перше: де знайти фактори, необхідні для деталізації якісних показників, щоб вони отримувались майже автоматично?

Для цього доцільно утворити ряд двофакторних моделей об'ємного показника, фактори якого не зв'язані між собою тимчасовою субординацією. Наприклад, величина приросту ваги худоби на відгодівлі (M) залежить від двох основних факторів - чисельності відгодовуваного поголів'я (П) та наявності кормів (К). Ці фактори присутні одночасно, тобто паралельно. На цій підставі можна побудувати дві паралельно існуючі моделі факторної залежності обсягу виробництва м'яса:

а) М = П * М/П; (3.15)

б) М = К * М/К, (3.16)

де М/П - середня вага відгодовуваної худоби (її продуктивність); М/К - вихід м'яса на одиницю корму (показник поживності кормів).

Користуючись вихідними моделями а і б, факторну модель якісних показників М/П чи М/К можна конструювати механічно. Для цього досить один з них обрати результативним, тоді другий виявиться факторним, до якого необхідно додати ще один фактор, який доповнює модель до математичної рівності, наприклад:

М/П = М/К * К/П; М/К = М/П * П/К, (3.17)

де К/П - кількість корму, що приходиться на одну голову худоби (рівень відгодівлі худоби); П/К - зворотний йому показник (кількість худоби, що приходиться на одиницю корму).

Якщо коректні за економічним змістом вихідні моделі, то неминуче забезпечуються і логічність похідних моделей. Так, середня вага (продуктивність) відгодовуваної худоби М/П дійсно залежить від рівня відгодівлі К/П та поживності (якості) кормів М/К. У свою чергу величина приросту ваги на одиницю корму М/К залежить від чисельності поголів'я, що приходиться на одиницю кормів П/К і продуктивності кожної голови худоби М/П.

Щоб уникнути можливих непорозумінь у трактуванні причинно-наслідкових залежностей, слід мати на увазі певну еластичність у смислових відтінках одного і того ж економічного показника. Так, у досліджуваних залежностях показник М/К, будучи факторним стосовно М/П, розглядається як показник поживності (якості) кормів, а будучи результативним - як величина приросту ваги на одиницю корму. В прямому розумінні він дійсно відбиває рівень приросту ваги на одиницю корму, але в причинно-наслідковому аспекті його можна розглядати як показник поживності (якості) кормів, тому що чим більший вихід приросту ваги на одиницю корму, тим вища якість (поживність) останнього.

Друге питання: яким чином можна переконатися, що дані фактори дійсно паралельні, а не послідовні або які-небудь інші?

Правильне рішення тут можливе на основі глибокого якісного аналізу взаємозв'язків між явищами. Головна ознака факторних показників - їхній безпосередній вплив на результативний показник. В зв'язку з цим паралельні фактори повинні характеризуватися одночасністю безпосереднього впливу та природною спільністю їхнього поєднання в процесі "становлення" результативного показника. Найбільш типова ознака такої спільності - можливість і допустимість за певних умов деякої взаємозаміни факторів. Наприклад, поголів'я худоби на відгодівлі може скоротитися, але це скорочення можна компенсувати зростанням його продуктивності шляхом збільшення кількості і підвищення якості кормів.

Аналогічна взаємозаміна (у визначених межах) можлива між масою живої та уречевленої праці, що приймають участь у виробництві. Так, на основі росту механізації й автоматизації виробництва відбувається вивільнення робочої сили, або недостатня кількість засобів праці частково може бути замінена живою працею.

Відсутність взаємозамінності між факторами, якщо вони нерозривні як елементи єдиного виробничого процесу, свідчить про їхню економічну різнорідність, що обумовлена або різною значимістю факторів стосовно результативного показника, або присутньою субординацією факторів у часі.

При аналізі факторів особливо важливо враховувати їх сутнісну спорідненість чи відмінність. Відомо, наприклад, що в процесі виробництва беруть участь три нерозривних його елементи: засоби праці, предмети праці і робоча сила. У зв'язку з цим приведемо три відомі моделі факторної залежності обсягу виробництва від перерахованих елементів:

Q = T * w;

Q = F * f; (3.18)

Q = N * n,

де T - чисельність робочої сили; F - обсяг основних виробничих фондів; N - обсяг предметів праці (сировини, палива, тощо); w, f, n - відповідні цим факторам якісні показники: продуктивність праці, фондовіддача, вихід продукції на одиницю предметів праці (показник, зворотний показнику матеріалоємності продукції).

Перші два кількісних фактори (T і F) такі, що підлягають взаємозаміні. Вони паралельні й одноякісні з погляду впливу на результативний показник, тому їхні якісні показники (w i f) можуть деталізуватись за принципом зворотності зв'язку, в основі якої лежить принцип взаємозаміни кількісних факторів. Третій кількісний фактор (N) не підлягає взаємозаміні першими двома, оскільки сировина (матеріали) не можуть бути замінені виробничим устаткуванням чи робочою силою. Отже, хоч він і існує паралельно з першими двома факторами, але якісно відрізняється від них. Це розходження проявляється подвійно. По-перше, у зв'язку з різною активністю при участі в продуктивному процесі: знаряддя праці і робоча сила створюють продукт безпосередньо, роль же предметів праці в цьому процесі пасивна. По-друге, предмети праці, що складають речовинну субстанцію створюваного продукту, піддаються переробці з боку засобів праці і робочої сили, тобто сприймають на себе продукуючий вплив активних факторів і в цьому відношенні стають первинним елементом виробництва в часовому аспекті.

Висновок

Проведене у курсовій роботі дослідження ролі індексного методу дослідження ринку переконує в тому, що будь-яка індексна модель має математичну і логіко-аналітичну інтерпретацію. З математичної точки зору модель являє собою рівняння, яке дозволяє для кожного явища знайти перетворену форму його виразу у вигляді добутку двох інших явищ. Оцінка ж цього рівняння з логіко-аналітичної точки зору дозволяє встановити, чи існує реальна причинно-наслідкова залежність між ними, чи ні. Якщо така залежність існує, значить, знайдена реальна форма функціональної залежності об'ємного показника від його кількісного і якісного чинників, і тому модель придатна для використання за прямим призначенням. У іншому випадку модель самостійного значення не має і може бути використана лише для деталізації одного фактора за допомогою двох інших чинників. В основі такого перетворення лежить принцип еквівалентності між кількісними рівнями явищ. Якщо виявиться, що модель відображає недетермінований взаємозв'язок між явищами, то внаслідок некоректності вона повинна бути замінена іншою моделлю.

Викладене дозволяє зробити висновок щодо наявності двох принципово різних видів середніх величин, що іменуються в індексному аналізі якісними чинниками. У першому випадку якісна ознака являє собою середню творчу можливість кожного члена однієї сукупності з метою утворення іншої сукупності, у другому - середній розмір однієї сукупності, що припадає на одиницю іншої. Наприклад, рівень продуктивності праці робітників відображає середню продукуючу здатність кожного робітника, а рівень фондоозброєності праці робітників - середній розмір основних фондів, що припадає на одного робітника. Аналогічно можна обчислити багато інших показників, що відображають середній розмір одного явища в розрахунку на одного робітника (наприклад, середній рівень електроозброєності праці, середній розмір виробничої площі, що припадає на одного робітника тощо). В той же час середня можливість одного робітника може бути відображена тільки одним якісним показником - рівнем продуктивності праці.

Отже, є підстави для того, щоб якісні показники, що обчислюються по відношенню до однієї і тієї ж сукупності, поділяти на дві групи: внутрішні (ендогенні) і зовнішні (екзогенні). Перші мають місце в умовах однозначно детермінованого, а другі - обопільно детермінованого взаємозв'язку між явищами.

Між ендогенними і екзогенними показниками існують відмінності і схожість. За ознакою відмінності вони розчленовуються на дві неоднорідні групи, і ця їх властивість буде використана надалі для розв'язання одних проблем, а за ознакою схожості, що дозволяє об'єднувати їх у певні однорідні групи, - для з'ясування інших аспектів статистичного аналізу. Схожість між цими показниками виявляється на рівні формального, а відмінність - на рівні конкретного аналізу, про що йдеться нижче.

Таким чином, в рамках індексного аналізу за зовнішньою однотипністю якісних показників потрібно розрізняти їх сутнісну різнорідність, що дозволяє розчленовувати ці показники на ендогенні та екзогенні. Перші вказують на наявність причинно-наслідкової залежності між явищами (наприклад, між обсягом виробленої продукції і продуктивністю праці), другі являють собою своєрідний коефіцієнт взаємозв'язку між паралельно існуючими явищами, який слугує опосередкованою формою виразу одного явища через інше.

Список використаної літератури

1. Адамов В.Е. Факторный индексный анализ.- М.: Финансы и статистика, 2003. - 317с.

2. Бакланов Г.И. Некоторые вопросы индексного анализа.- М. .: Финансы и статистика, 1972.

3. Благоразумова Н. Резерви росту фондовіддачі // Вісник статистики.- 2004, № 8. - с.17-19

4. Виноградова Н.В. Про застосування індексів в аналітичних розрахунках // Наукові праці НДФІ, 2005, №3. - с.11-14

5. Гришкунайте Ю.К. До аналізу використання основних промислово-виробничих фондів // Вісник статистики. - 2002, № 2. - с. 9-12

6. Казинец Л.С. Теория индексов.- М.: Дело, 1999. - 157с.

7. Казинец Л.С. Измерение структурных сдвигов в экономике.- М.: Дело, 1998. - 285с.

8. Казинец Л.С. О некоторых формальных приемах индексного анализа // Статистика.- 2001, № 12. - с.27-30

9. Козлов И.Т., Овсиенко В.Е., Смирнский В.И. Курс общей теории статистики.- М. Финансы и статистика, 2003. - 689с.

10. Оглобин Д.О. Про формальний і неформальний аналіз фондовіддачі // Вісник статистики.- 2004, № 9. - с.14-17

11. Перегудов Н.В. Теоретические вопросы индексного анализа.- М.: Финансы и статистика, 2002. - 321с.

12. Суслов И.П. Общая теория статистики.- Х.: Скиф, 1997. - 364с.

13. Урланис Б.Ц. Общая теория статистики.- М. : Финансы и статистика, 1995. - 417с.

14. Эдельгауз Г. Об анализе экономических явлений по факторам // Статистика.- 1999, №7. - с.15-18

15. Ярошенко А. До питання аналізу рентабельності методом ланцюгових підстановок // Вісник статистики.- 2004, № 8. - с.8-12

Страницы: 1, 2