Учет инфляционного роста на овощную и фруктовую продукцию в РФ

Содержание

Содержание
Введение
Глава 1. Общее понятие об индексах
Индивидуальные индексы
Общие индексы
Агрегатные индексы
Глава 2. Динамики цен на овощную и фруктовую продукцию
Заключение
Литература

Учет инфляционного роста на овощную и фруктовую продукцию в РФ

Можно видеть, что цена на картофель увеличилась на 27,3%, на яблоки – на 20,7%, на морковь не изменилась, на помидоры – выросла на 46,8%.
Агрегатный индекс цен с отчетными весами равен: I = Σp1q1 / Σp0q1 = 121060000/91520000 = 1,323 или на 32,3 %
Агрегатный индекс цен с базисными весами равен: I = Σp1q0 / Σp0q0 = 116560000/ 88580000 = 1,316 или выросли на 31,6 %
Таким образом, величина индекса зависит от индексируемых показателей, т.е. от величин, изменения которых мы хотим определить (в данном случае цен), и от сомножителей, которые берутся в качестве весов 4, так как в зависимости от того, какие данные взяты в качестве весов - данные базисного или отчетного периода, получают два разных индекса [8].
Первый индекс характеризует изменение цен отчетного периода по сравнению с базиснымпо продукции, реализованной в отчетном периоде. Экономическое содержание второго индекса совершенно другое. Он показывает, насколько изменились цены в отчетном периоде по сравнению с базисным, но по той продукции, которая была реализована в базисном периоде, и прибыль, которую можно было бы получить от роста цен, т.е. условную прибыль. Возникает проблема выбора весов: какой период следует брать в качестве весов - базисный или отчетный? Правильное решение очень важно, поскольку от него зависит достоверность результатов изучаемого явления [11].
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: In/0 = Σpnq0 / 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: In/0 = Σpnqn / 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: In/(n-1) = Σpnq0 / Σpn-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: In/(n-1) = Σpnqn / Σpn-1qn
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 ip = p1/ p0
определим неизвестное p0 значение и, заменив в формуле агрегатного индекса
I = Σp1q1 / Σp0q0 значение p0 = p1/ ip, получим [16]:
Ip = Σp1q1 / Σ(p1q1)/ip.
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].
январь
47
февраль
48
март
48
апрель
49
мая
51
июнь
53
июль
55
август
58
сентябрь
58
октябрь
62
ноябрь
63
ноябрь
69
Изучим динамику цен с помощью индексов
Абсолютный прирост
Темп роста:
 цепные темпы роста;
 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
темп роста цепной
102,13