Статистичні індекси та їх значення в економічних дослідженнях

КУРСОВА РОБОТА

На тему: “Статистичні індекси та їх значення в економічних дослідженнях”

Зміст

Вступ

Розділ 1. Сутність статистичних індексів в економічних дослідженнях

1.1 Сутність статистичних індексів та їх класифікація

1.2 Індивідуальні та загальні індекси кількісних та якісних показників

1.3 Базисні та ланцюгові статистичні індекси динаміки

1.4 Статистичні індекси середніх величин

1.5 Агрегатні статистичні індекси та факторний аналіз

Розділ 2 Аналіз статистичних даних по купівельній спроможності середньої заробітної плати та середньої пенсії на продовольчих ринках дніпропетровської області у 2003 – 2009 роках

2.1 Статистичні спостереження за рівнями заробітної плати, пенсії та цін на продовольчі товари у 2003 – 2009 роках

2.2 Аналіз рядів розподілу простих статистичних індексів рівней середньої заробітної плати, середньої пенсії та цін на основні споживчі товари продовольчих ринків (2002 – 2009 роки)

2.3 Аналіз рядів динаміки базисних та ланцюгових агрегатних статистичних індексів купівельної спроможності середньої заробітної плати та середньої пенсії на товари продовольчих ринків (2003 – 2009 роки)

Висновки

Список використаних джерел

Додатки

Вступ

При зіставленні будь-яких даних, що характеризують економічні явища чи процес у часі й у просторі, широко використовуються відносні статистичні показники – індекси. Вони дозволяють розрахувати і порівняти складні соціально-економічні явища, які складаються з безпосередньо непорівнянних елементів. Індекси засновані на звітних і базисних даних у залежності від відношення показників до змісту дослідження. Елементами індексів є величина, що індексується, її тип (форма), вага, термін виконання. Використання індексів дозволяє створювати математичні моделі і проводити розрахунки щодо фінансового положення фірми і планів її розвитку.

При аналізі своєї діяльності фірма проводить дослідження і фіксує висновок про фактори, які впливають на її роботу. Використання індексів дозволяє установити кількісні взаємозв’язки між значимими для фірми показниками, що приводяться до деякого загального знаменника, який робить їх порівнянними. Індексний метод широко застосовується для вивчення послідовної зміни явищ як спосіб вивчення їхні динаміки, для зіставлення в просторі, дозволяючи виділити і вимірити вплив факторів на досліджуване явище.

При аналізі будь-якого явища проводиться визначення характеристик, які лежать в основі досліджуваного процесу, і відкидаються менш істотні фактори. Тому що в складній моделі показники, що враховуються, можуть бути дуже різні, для включення яких у розрахунки необхідно привести їх до єдиної бази. Одержавши порівнянні індекси, ми можемо визначити співвідношення ознак у досліджуваному явищі. Це дозволяє визначити можливі заміщення існуючих процесів альтернативними (методи виробництва, збуту і т. д.) для підвищення ефективності діяльності фірми.

Основна мета курсової роботи полягає у дослідженні ролі індексів у вивченні ринку.

Поставлена мета обумовила необхідність вирішення ряду взаємопов’язаних завдань :

Розглянути сутність та теоретичне підгрунтя індексного методу у статистичних дослідженнях економіки;

Дослідити особливості застосування різного роду індексів у вивченні ринку;

Вивчити можливості багатофакторного індексного методу дослідження ринку.

Об’єктом курсової роботи є особливості застосуванні індексних методів вивчення ринку.

Предметом курсової роботи виступає система статистичних індексів.

Курсова робота складається із вступу, основної частини та висновків. У вступі обгрунтовується актуальність обраної теми, визначаються мета, завдання, предмет та об’єкт дослідження. В основній частині розглядається поставлена проблема. У висновках сформульовано основні результати курсового дослідження.

Розділ 1. Сутність статистичних індексів в економічних дослідженнях 1.1 Сутність статистичних індексів та їх класифікація

У статистиці під індексом розуміють специфічну відносну величину, яка характеризує зміну показника у часі та просторі. Індекси можуть визначатися у неоднорідній сукупності, що складається з елементів, які безпосередньо не можна складати.

З допомогою індексів вирішують такі завдання статистичного аналізу [8]:

Визначають середній процент зміни показника у часі в цілому по сукупності або окремій групі;

Визначають середній процент зміни середнього значення показника;

Здійснюють порівняння показника у просторі;

Оцінюють вплив окремих факторів на зміну показника у часі або просторі.

В залежності від охоплення одиниць сукупності індекси поділяються на індивідуальні, групові (субіндекси) та загальні. За методикою визначення та економічним змістом індекси бувають агрегатними, середньозваженими, індексами середніх величин, територіальними.

В залежності від бази порівняння індекси поділяються на ланцюгові та базисні, а за економічним змістом – на індекси динаміки, планового завдання, виконання плану.

При визначенні індексу спочатку записується (будується) його формула, згідно якої робляться обчислення. Показник, який досліджується з допомогою індексу, називається індексованим.

Для запису формули індексу використовують умовні позначення індексованих показників, які поділяються на якісні, кількісні та об’ємні. Якісні показники характеризують рівень ознаки у одиниці сукупності, кількісні показники характеризують чисельність сукупності, об’ємні показники являють собою обсяг ознаки і завжди є добутком якісного та одного кількісного показників.

Для позначення часу використовують підстрокові символи: 0 – попередній або базисний період, 1 – наступний або звітний період. Якщо відомі значення показників більш ніж за два періоди, використовують порядкові номери 1,2,3, і т. д.

Поняття ” індекс ” містить в собі подвійне значення. По-перше, воно трактується як деякий показник або результат певних розрахунків; по-друге, як особлива відносна величина, за допомогою якої вивчається динаміка складних явищ шляхом їх агрегування зі взаємопов’язаними з ними явищами. Агрегатні індекси історично виникли як показники, покликані виконувати синтетичну функцію, направлену на узагальнення статистичних даних і отримання узагальнюючих відносних величин динаміки. Фундатор теорії індексів Е. Ласпейрес, що уперше запропонував агрегатний індекс цін, вбачав у ньому виключно узагальнюючий відносний показник, мета якого – синтезувати різноспрямовану зміну цін будь-якого конгломерату різнорідних товарів. Ця точка зору отримала подальший розвиток в дослідженнях інших відомих індексологів – А. Маршалла, А. Боулі, І. Фішера та інших [1].

Таким чином, за методологією побудови і характером функції, що виконується, індекси виникли як особливі відносні величини. Ця обставина значною мірою зумовила погляди на суть індексів багатьох статистиків, які вбачали в них переважно синтетичні узагальнюючі показники. Відповідно до цієї концепції індекси розглядаються як категорії, що відображають відносну зміну складних явищ, окремі елементи яких безпосередньо несумірні.

В статистичній літературі при визначенні поняття “індекс” є істотні відмінності. Прихильники синтетичного напряму бачать в індексах інструмент вивчення складних економічних явищ, що складаються з безпосередньо несумірних елементів. Таке розуміння індексів є домінуючим в науковій і особливо навчальній статистичній літературі.

Однак, у зв’язку з поширенням в економічній практиці індексів як аналітичних показників, синтетична концепція індексів втрачає своє домінуюче значення.

Представники так званого аналітичного напряму основне призначення індексів бачать в їх аналітичній функції. Це дещо інша крайність індексної теорії, яка не має шансів на визнання.

Більш обгрунтовану позицію відносно функцій індексів займають індексологи Н. Виноградова, П. Казінець, У. Мересте, Г. Бакланов, які вважають, що індекси одночасно виконують і аналітичну, і синтетичну функції. Так, Н. Виноградова пише: “Специфічна особливість індексних показників – тісне переплетіння при їх побудові особливих задач синтезу і відповідних задач аналізу. Ця особливість проходить червоною ниткою через усю історію індексів, з тією лише різницею, що на різних етапах розвитку індексного методу провідною виявляється то та, то інша задача” [4].

Однак, визнання необхідності такого об’єднання функцій індексного методу не знімає проблему визначення індексів як особливих статистичних показників. Швидше воно означає, що функції, що виконуються індексами не є тим єдиним критерієм, який визначає їх суть і характерні особливості. Адже в статистиці аналогічні функції виконують і інші категорії, зокрема середні і відносні величини, які мають багато спільного з індексним методом.

Основою розуміння суті індексного методу не може бути і несумірність явищ, бо це лише частина тих характеристик, що вивчаються індексним методом. Як свідчить практика, індекси застосовуються і до порівняльних економічних категорій.

Основною особливістю індексного методу є те, що його складові компоненти (абсолютні, середні і відносні величини) належать до певної зв’язуючої їх системи. Будь-які з перерахованих величин, що знаходяться поза системою, не мають відношення до індексного методу. Здатність індексного методу об’єднати в певну, цілеспрямовану систему ізольовані статистичні величини, являє собою той якісно новий рівень обробки статистичних даних, який відрізняє його від методів відносних і середніх величин. Отже, індексний метод і його основний інструмент – індекс – на відміну від названих методів повинен ототожнюватись передусім з поняттями “система” і “взаємозв’язок”.

Системний підхід до дослідження динаміки явищ реалізується в індексному методі таким чином. При індексуванні непорівнянних явищ елемент взаємозв’язку вводиться шляхом їх агрегування з певним сумірником. Рішення такого роду задач являє собою найбільш звичну для економістів сферу діяльності індексного методу. Однак, “складність” явищ не обмежується несумірністю їх елементів. Вона відображається і в тому, що між явищами і їх елементами існує внутрішній, причинно-наслідковий взаємозв’язок, який індексний метод використовує для виконання аналітичних функцій.

Характерною рисою індексного методу при виконанні аналітичної функції стає причинно-наслідковий підхід до вивчення явищ і їх елементів. Отже, виконуючи і синтетичну, і аналітичну функції, індексний метод не може проявлятися інакше, як через використання певного взаємозв’язку між явищами. Це відрізняє його від інших статистичних методів, зокрема, від кореляційно-регресійного. Хоч останній також досліджує взаємозв’язки між явищами, але об’єктом його дослідження є стохастичний взаємозв’язок між явищами, а об’єктом індексного методу функціональний.

Потрібно також підкреслити, що індекси не обов’язково повинні зв’язуватися тільки з динамікою процесів, що досліджуються. Нерідко вони використовуються і для порівняльної характеристики складних явищ в статиці.

Таким чином, відмінною рисою індексного методу є те, що він досліджує не поодинокі економічні категорії, а їх систему, утворену за принципом функціональної залежності між явищами. Причому дослідження даної залежності може здійснюватися в різних напрямах. Отже, індексний метод – це комплексна характеристика відносної зміни явищ у часі, просторі або в порівнянні з яким-небудь еталоном таких явищ, які внаслідок наявності функціональної залежності між ними представлені системою взаємопов’язаних показників за принципом представлення інтегрального результату через його складові.

Головне в індексному методі – перехід від аналізу кількісних відмінностей між елементами порівнюваних систем до аналізу кількісних відмінностей між системами загалом. Іншими словами, аналіз на рівні частковості здійснюється з метою його синтезу на рівні загального. У цьому проявляється єдність аналітичної і синтетичної функцій індексного методу. Математичні аспекти відображення взаємозв’язків є формальною стороною справи, похідною від якісної суті взаємозв’язків. Головним виступає розв’язання проблеми про те, чи дійсно даний взаємозв’язок функціональний за формою, а в практичному відношенні, – чи вірна вона за змістом і чи істотна за економічною значимістю. Така постановка питання передбачає розгляд індексного методу на стику декількох наук: статистики, математики, економіки і філософії. З математичної сторони індексування є формальним прийомом виразу однієї величини за допомогою двох або більше інших величин, виходячи з наявності функціональної залежності між ними. При цьому має місце прив’язка статистичних аспектів індексування до економічної природи явищ, конкретна економічна оцінка отриманих індексів і т. д., що загалом зумовлює тісний зв’язок індексного методу з економічними науками. Для поглибленого пізнання суті величин, що індексуються, і підвищення практичної цінності індексного методу загалом, необхідна тісна ув’язка його положень з діалектичним підходом до явищ, що досліджуються. Мета індексування – не просто оперування індексами, а проникнення в діалектичну природу взаємозв’язку між даними явищами, забезпечення об’єктивної кількісної характеристики цього взаємозв’язку і цілеспрямоване її використання в практичній діяльності.

1.2 Індивідуальні та загальні індекси кількісних та якісних показників

У залежності від ступеня охоплення підданих узагальненню одиниць досліджуваної сукупності індекси підрозділяються на індивідуальні (елементарні) і загальні [ 12].

Індивідуальні індекси характеризують зміни окремих одиниць статистичної сукупності. Наприклад, якщо при вивченні оптової реалізації продовольчих товарів визначаються зміни в продажі окремих товарних різновидів, то одержують індивідуальні (однотоварні) індекси.

Індивідуальні індекси визначаються по окремих одиницях статистичної сукупності та характеризують зміну індивідуальних значень індексованого показника. Ці індекси прийнято позначати і з підстроковим позначенням індексованого показника.

Індивідуальні індекси якісних показників визначаються за формулами:

(1.1)

Індивідуальні індекси кількісних показників мають вигляд:

(1.2)

Індивідуальні індекси об’ємних показників можна записати наступним чином:

(1.3)

Слід мати на увазі, що взаємозв’язок між індивідуальними індексами можна використовувати для розрахунку третього індексу по двох відомих,

Загальні індекси виражають зведені (узагальнюючі) результати спільної зміни всіх одиниць, що утворять статистичну сукупність. Наприклад, показник зміни обсягу реалізації товарної маси продуктів харчування по окремих періодах буде загальним індексом фізичного обсягу товарообігу. З загальних індексів виділяють іноді групові індекси (субіндекси), що охоплюють тільки частина (групу) одиниць у досліджуваній статистичній сукупності.

Важливою особливістю загальних індексів є те, що вони мають синтетичні й аналітичні властивості.

Синтетичні властивості індексів полягають у тому, що за допомогою індексного методу виробляється з’єднання (агрегування) у ціле різнорідних одиниць статистичної сукупності.

Аналітичні властивості індексів полягають у тому, що за допомогою індексного методу визначається вплив факторів на зміну досліджуваного показника. Використання індексів в аналітичних цілях – один з важливих аспектів економічних розробок. На основі вивчення складу і ролі факторів, виявлення сили їхньої дії здійснюються можливості кваліфікованого управління розвитком економічних процесів не тільки в потрібному напрямку, але і з заздалегідь заданими параметрами.

Для визначення індексу треба зробити зіставлення не менш двох величин. При вивченні динаміки соціально-економічних явищ порівнювана величина (чисельник – індексного відношення) приймається за поточний (чи звітний) період, а величина, з якою проводиться порівняння, – за базисний період. Якщо в індексному відношенні порівнюється величина фактичного рівня розвитку явища з величиною планового завдання, то підставу порівняння називають плановим рівнем.

Основним елементом індексного відношення є величина, що індексується. Під нею розуміється значення ознаки статистичної сукупності, зміна якої є об’єктом вивчення. Так, при вивченні зміни цін величиною, що індексується є ціна одиниці товару р. При вивченні зміни фізичного обсягу товарної маси в якості величини, що індексується виступають дані про кількість товарів у натуральних вимірниках q. Індивідуальні індекси прийнято позначати і, а загальні індекси – І. Індивідуальні індекси фізичного обсягу реалізації товарів і визначаються за формулою:

, (1.4)

При цьому q 1 і q 0 – кількість продажів окремого товарного різновиду в поточному і базисному періодах у натуральних вимірниках.

Для визначення індивідуальних індексів цін застосовується формула:

, (1.5)

Загальний індекс є агрегатуваннням індивідуальних індексів і характеризує зміну сукупностей, до якої входять різнорідні елементи. Так загальна формула агрегатного індексу сукупності явищ у базисному (0) та звітному (1) періоді має наступний вираз (для вартісних економічних явищ, які характеризуються обсягами (q) та ціною (р) одиниці обсягу):

(1.6)

Для характеристики економічних явищ загальний агрегатний індекс (1.6) розбивають на два індекси: загальний індекс фізичного обсягу вартісного явища (при умові незмінних цін р у базисному та звітному періодах):

(1.7)

Загальний індекс цін вартісного явища (при умові незмінного обсягу q у базисному та звітному періодах):

(1.8)

Для характеризування структурних зрушень середніх величин в вартісних економічних явищах застосовують індекси змінного складу, індекси постійного складу та індекси структурних зрушень, які формують систему взаємопов’язаних індексів [13]:

Для змінного індекса цін (відношення середніх рівнів у базисному та звітному періодах):

(1.9)

(1.10)

Де індекс цін постійного складу Ipz дорівнює:

(1.11)

А індекс цін за рахунок структурних зрушень Id дорівнює:

(1.12)

1.3 Базисні та ланцюгові статистичні індекси динаміки

Для кращого розуміння і аналізу досліджувальних статистичних даних, їх потрібно систематизувати, побудувавши хронологічні ряди, які називаються рядами динаміки або часовими рядами.

Кожний ряд динаміки складається з двох елементів [13]:

1) періодів або моментів часу, до яких відносяться рівні ряду (t);

2) статистичних показників, які характеризують інтенсивності рівнів ряду (Y).

Основою довгострокового аналізу та прогнозування параметрів рядів динаміки є індексний аналіз.

У процесі індексного аналізу рядів динаміки обчислюють і використовують наступні аналітичні показники динаміки: абсолютний приріст, темп (індекс) зростання, темп приросту.

Обчислення цих показників грунтується на абсолютному або відносному зіставленні між собою рівнів ряду динаміки. Рівень, який зіставляється, називають звітним, а рівень, з яким зіставляють інші рівні – базисним.

За базу зіставлення приймають початковий (перший) рівень ряду динаміки. Якщо кожний наступний рівень зіставляють з попереднім, то отримують ланцюгові показники динаміки, а якщо кожний наступний рівень зіставляють з рівнем, що взятий за базу зіставлення, то одержані показники називають базисними [7].

Абсолютний приріст обчислюється як різниця між звітним і базисним рівнями і показує, на скільки одиниць підвищився чи зменшився рівень порівняно з базисним за певний період часу.

Він виражається в тих же одиницях виміру, що й рівні динаміки.

Або (1.13)

Де y i – звітний рівень ряду динаміки;

Y i-1 – попередній рівень ряду динаміки;

Y 1 – початковий рівень ряду динаміки.

Індекс (т емп) зростання обчислюється як відношення зіставлюваного рівня з рівнем, прийнятого за базу зіставлення, і показує, у скільки разів (процентів) зрівнюваний рівень більший чи менший від базисного.

Або (1.14)

Темп приросту визначається як відношення абсолютного приросту до абсолютного попереднього або початкового рівня і показує, на скільки процентів порівнювальний рівень більший або менший від рівня, взятого за базу порівняння.

Або (1.15)

Середній індекс (темп) зростання розраховується за формулою середньої геометричної:

(1.16)

1.4 Статистичні індекси середніх величин

Агрегатні індекси кількісних та якісних показників можна перетворити у середньозважені індекси – середньоарифметичний або середньогармонійний відповідно. Середньозважені індекси використовуються у тих випадках, коли відомі індивідуальні індекси якісних або кількісних показників. По своїй суті ці індекси є середніми зваженими величинами, у яких варіантами виступають значення індивідуальних індексів досліджуваного показника.

Агрегатні індекси кількісних показників можна перетворити у середньоарифметичні індекси наступним чином [6]:

(1.17)

(1.18)

Отже, середньоарифметичний індекс доцільно використовувати у тому випадку, якщо відомі індивідуальні індекси кількісного показника і значення об’ємного показника за базисний період. За своїм економічним змістом ці індекси аналогічні агрегатним.

Агрегатні індекси якісних показників можна перетворити у середньогармонійні індекси наступним чином:

(1.19)

(1.20)

Середньогармонійні індекси доцільно використовувати в тих випадках, коли відомі індивідуальні індекси якісного показника і значення об’ємного показника у звітному періоді.

На основі середньозважених індексів також можна розрахувати приріст об’ємного показника за рахунок індексованого, для чого від чисельника індексу необхідно відняти його знаменник.

У статистичному аналізі часто буває необхідним дослідити зміну у часі або просторі середнього значення якісного показника, наприклад, ціни, собівартості, урожайності, заробітної плати тощо. У цьому випадку середнє значення показника розраховується як середня арифметична зважена або як відношення обсягу ознаки до чисельності сукупності. Слід мати на увазі, що середній рівень будь-якої ознаки формується під впливом двох факторів – варіацією індивідуальних значень та структури сукупності. Наприклад, середній рівень заробітної плати може зростати за рахунок зростання оплати праці кожного працівника і за рахунок збільшення питомої ваги високооплачуваних працівників.

Для вивчення динаміки середнього значення якісного показника використовується система трьох індексів: індекс змінного складу, індекс постійного складу та індекс структурних зрушень.

Індекс змінного складу характеризує зміну у процентах середнього значення якісного показника у звітному періоді порівняно з базисним під впливом двох чинників разом. Цей індекс складається з двох дробів, причому перший дріб містить значення якісного та кількісного показників у звітному періоді, а другий – у базисному, тобто індекс є відношенням звітного середнього значення показника до базисного.

Індекс ціни змінного складу

(1.21)

Індекс постійного складу показує зміну (в%) середнього значення показника під впливом одного фактора – динаміки його індивідуальних значень. У цьому індексі індексується (змінюється) якісний показник, а кількісний фіксується на рівні звітного періоду.

Індекс ціни постійного складу:

(1.22)

Індекс структурних зрушень показує, на скільки процентів змінилося середнє значення показника під впливом змін у структурі сукупності. У даному випадку індексується кількісний показник, а якісний фіксується на рівні базисного періоду.

Індекс структурних зрушень ціни:

(1.23)

Між названими трьома індексами існує взаємозв’язок: індекс змінного складу дорівнює добутку індексу постійного складу та індексу структурних зрушень. Отже,

(1.24)

На основі вказаних індексів можна визначити приріст середнього значення показника в абсолютному виразі загальний та за рахунок окремих факторів – якісного та кількісного (структурного). Наприклад,

Приріст середньої ціни (загальний):

(1.25)

Приріст середньої ціни за рахунок зміни цін:

(1.26)

Приріст середньої ціни за рахунок структурних зрушень:

(1.27)

1.5 Агрегатні статистичні індекси та факторний аналіз

Основною формою загальних індексів є агрегатні індекси. Своя назва вони одержали від латинського слова ” aggrego”, що означає “приєдную” . У чисельнику і знаменнику загальних індексів в агрегатній формі містяться з’єднані набори (агрегати) елементів досліджуваних статистичних сукупностей.

Досягнення в складних статистичних сукупностях порівнянності різнорідних одиниць здійснюється введенням в індексні відносини спеціальних співмножників величин, що індексуються. У літературі такі співмножники називаються співвимірниками. Вони необхідні для переходу від натуральних вимірників різнорідних одиниць статистичної сукупності до однорідних показників. При цьому в чисельнику і знаменнику загального індексу змінюється лише значення величини, що індексується, а їх співвимірниками є постійними величинами і фіксуються на одному рівні (поточного чи базисного періоду). Це необхідно для того, щоб на величині індексу позначався лише вплив фактора, що визначає зміну величини, яка індексується.

У якості співвимірників величин, що індексуються виступають тісно пов’язані з ними економічні показники: ціни, кількості й ін. Добуток кожної величини, що індексується на співвимірник утворить в індексному відношенні визначені економічні категорії.

Агрегатні індекси відносяться до загальних індексів, які характеризують середню зміну індексованого показника у часі та просторі. В агрегатних індексах у чисельнику та знаменнику знаходяться суми добутків двох взаємопов’язаних показників, один з яких – якісний, а другий – кількісний. Позначаються агрегатні індекси літерою І з підстроковим символом індексованого показника.

В залежності від правил побудови агрегатний індексів розрізняють індексні системи Ласпейреса, Пааше та Фішера. В статистиці України використовується комбінована система агрегатних індексів, яка будується за наступними правилами [8].

При визначенні загального індексу цін в агрегатній формі Іp у якості співвимірника величин, що індексуються р 1 і р 0 можуть застосовуватися дані про кількість реалізації товарів у поточному періоді q 1 При множенні q 1 на величини, які індексуються в чисельнику індексного відношення утвориться значення p 1 q 1 , тобто сума вартості продажу товарів у поточному періоді за цінами того ж поточного періоду. У знаменнику індексного відношення утвориться значення p 0 q 1 , тобто сума вартості продажу товарів у поточному періоді за цінами базисного періоду. В агрегатних індексах якісних показників індексований показник у чисельнику береться за звітний період, а у знаменнику – за базисний, а співмножник (кількісний показник) у чисельнику і знаменнику фіксується на рівні звітного періоду (метод Пааше). Таким чином, у чисельнику агрегатного індексу якісного показника знаходиться сума значень об’ємного показника за звітний період, а у знаменнику – розрахункові значення об’ємного показника у звітному періоді при умові збереження якісного показника на базисному рівні. Агрегатна формула такого загального індексу має наступний вид:

(1.28)

Розрахунок агрегатного індексу цін по формулі (1.28) запропонований німецьким економістом Г. Пааше. Тому індекс (1.28) прийнято називати індексом Пааше.

При порівнянні чисельника і знаменника формули (1.28) у різниці визначається показник абсолютного приросту товарообігу за рахунок фактора зміни цін у поточному періоді в порівнянні з базисним періодом:

, (1.29)

В агрегатний індексах кількісних показників індексований індексований показник у чисельнику береться за звітний період, а у знаменнику за базисний, а співмножник (якісний показник) у чисельнику і знаменнику фіксується, тобто береться однаковим, на рівні базисного періоду (метод Ласпейреса). Отже, у знаменнику агрегатних індексів кількісних показників знаходиться сума значень об’ємного показника за базисний період, а у чисельнику – розрахункові значення об’ємного показника при умові збереження якісного показника на базисному рівні.

При цьому способі визначення агрегатного індексу цін у якості співвимірника величин, що індексуються р 1 і р 0 можуть застосовуватися дані про кількість реалізації товарів у базисному періоді q 0 . При цьому множення q 0 на величини, що індексуються в чисельнику індексного відношення утворить значення p 1 q 0 , тобто суму вартості продажу товарів у базисному періоді за цінами поточного періоду. У знаменнику індексного відношення утвориться значення p 0 q 0 тобто сума вартості продажу товарів у базисному періоді за цінами того ж базисного періоду. Агрегатна форма такого загального індексу має вид:

, (1.30)

Розрахунок загального індексу цін за формулою (1.30) запропонований німецьким економістом Е. Ласпейресом. Тому індекс цін, розрахований по цій формулі, прийнято називати індексом Ласпейреса.

При порівнянні чисельника і знаменника формули (1.30) визначається показник приросту товарообігу при продажі товарів у базисному періоді за цінами поточного періоду:

∑∆qp (p) = ∑p 1 q 1 – ∑p 0 q 0 , (1.31)

Таким чином, виконані по формулах (1.28) і (1.30) 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 (∑p 1 q 1 ) і розрахунковою вартістю продажу цих же товарів за базисними цінами (∑р 0 q 1 ).

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 (∑p 0 q 0 ) і можливого обсягу товарообігу при продажу тих же товарів за новими цінами (∑p 1 q 0 ). 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.

В агрегатних індексах об’ємних показників у чисельнику знаходиться сума добутків якісного і кількісного показників за звітний період, а у знаменнику – за базисний, тобто індексуються обидва показники (метод Фішера).

(1.32)

Отже, в чисельнику цих індексів сумуються значення об’ємного показника за звітний період, а у знаменнику – за базисний.

Між агрегатними індексами показників існує взаємозв’язок: агрегатний індекс об’ємного показника дорівнює добутку агрегатних індексів якісного та кількісного показників.

Зв’язок соціально-економічних явищ і процесів знаходить своє відображення у взаємозв’язку показників: ряд економічних показників можна подати як добуток кількох інших. Це мультиплікативна форма зв’язку. Співмножники виступають як факторні показники, від величини яких функціонально залежить результат: У зв’язку з цим при аналізі динаміки соціально-економічних явищ виникає потреба визначити роль окремих факторів у зміні результативного показника, що має досить істотне практичне значення. Індексний метод дозволяє оцінити вплив окремих факторів. Оцінка може бути здійснена як у відносному, так і в абсолютному вираженні. Оцінити вплив кожного з факторів означає обчислити індекси факторних показників відповідної системи спів залежних індексів. У загальному вигляді всі двофакторні зведені індекси поєднані так:

або (1.33)

Визначення абсолютного приросту результативного показника за рахунок зміни кожного фактора теж здійснюється при побудові системи індексів. Якщо йдеться про окремий вид явища, то використовують систему індивідуальних індексів. При цьому слід будувати індекси з урахуванням специфіки індексного методу, яка полягає у зважуванні і фіксуванні ваги. Абсолютні прирости за рахунок окремих факторів обчислюють як різницю між чисельником і знаменником відповідних факторних індексів. Так, загальний абсолютний приріст

(1.34)

Його можна розкласти за факторами

(1.35)

При такому методі розкладання абсолютного приросту за факторами буде дорівнювати . Цей метод називають ланцюгових підстановок. Відносно індивідуальних індексів за умови, що результативний показник, поданий як добуток двох факторів – співмножників, можна зробити такий висновок: абсолютний приріст результативного показника за рахунок екстенсивного фактора w дорівнює приросту цього фактора, помноженому на базисний рівень інтенсивного фактора x 0 ; приріст за рахунок інтенсивного фактора x дорівнює приросту самого інтенсивного фактора, помноженому на рівень екстенсивного фактора в звітному періоді w 1 .

Розкладання абсолютного приросту за факторами на основі зведених індексів здійснюється аналогічно індивідуальним індексам. різниця між чисельником і знаменником відповідних індексів із знаком “+” означає абсолютний приріст, а із знаком “-” – абсолютне зниження (зменшення). Для системи співзалежних двофакторних зведених індексів у загальному вигляді розкладання абсолютного приросту можна записати так:

у тому числі

(1.36)

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 грунтуватися на знанні певних принципів, що випливають з об’єктивних особливостей взаємозв’язку між явищами. Відсутність достатньо обгрунтованих 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.

Багатофакторний індексний аналіз використовується для вивчення впливу окремих факторних показників на результативний показник з допомогою системи взаємозв’язаних індексів. При цьому результативний показник функціонально залежить від факторних показників та дорівнює їх добутку: y = a Ч b Ч c Ч d.

На відміну від кореляційно-регресійного аналізу, вплив кожного фактора розглядається ізольовано, тобто без врахування взаємодії факторів. Слід мати на увазі, що порядок співмножників повинен бути таким, щоб кожний добуток мав економічний зміст.

При побудові індексів використовується наступне правило: індексований показник у чисельнику за звітний період, у знаменнику – за базисний, показники, які знаходяться перед індексованим показником фіксуються на рівні звітного періоду, а ті, що розташовані після індексованого показника – на рівні базисного періоду.

Отже,

(1.37)

Між індексами існує взаємозв’язок: Іy =Ia ЧIb ЧIc ЧId.

На основі обчисленої системи індексів можна визначити загальний абсолютний приріст результативного показника та факторні прирости, зумовлені впливом кожного фактора зокрема. Ці прирости визначаються як різниця між чисельником та знаменником відповідного індексу:

(1.38)

Багатофакторний індексний аналіз є ефективним методом дослідження мультиплікативних детермінованих зв’язків при кількості факторних ознак більше двох.

Розділ 2. Аналіз статистичних даних по купівельній спроможності середньої заробітної плати та середньої пенсії на продовольчих ринках дніпропетровської області у 2003 – 2009 роках 2.1 Статистичні спостереження за рівнями заробітної плати, пенсії та цін на продовольчі товари у 2003 – 2009 роках

Результати первинних статистичних досліджень середніх ринкових цін на основні продовольчі товари на ринках Дніпропетровської області станом на кінець року за 2002 – 2009 роки наведені в таблицях Додатку А, згідно даним статистичних таблиць Дніпропетровського обласного статистичного управління [14] – [20].

Результати первинних статистичних досліджень середніх рівнів щомісячної заробітної плати та пенсії на кінець року за 2002 – 2009 роки наведені в таблицях Додатку Б, згідно даним статистичних таблиць Державного комітета статистики України [26].

Використовуючи статистичні дані Додатків А та Б створюємо статистичні виборки факторних – рівень заробітної плати і пенсії, а також цін на основні продовольчі товари на ринках Дніпропетровської області, та результативних – вартість дослідницького щомісячного “кошика” основних продовольчих товарів на 1 людину, які придбаються за ринковими цінами.

Дослідницький щомісячний “кошик” продуктів на 1 людину з 12 основних продуктів ринку у курсовій роботі приймається наступним:

Яйця курячі – 3 десятки;

Масло вершкове – 1 кг;

Молоко – 4 л;

Соняшникова олія – 1 л;

Яловичина – 2 кг;

Свинина – 1 кг;

Сало – 0,5 кг;

Цукор – 1 кг;

Картопля – 10 кг;

Цибуля – 2 кг;

Капуста – 3 кг;

Яблука – 2 кг.

Результати групування статистичних досліджень за 2002 – 2009 роки в таблиці абсолютних значень хронологічних рядів факторних та результативних параметрів статистичного дослідження наведені в табл.2.1

На рис.2.1 наведені ряди динаміки абсолютних рівнів показників у 2002 – 2009 роках:

Рівень щомісячної заробітної плати станом на кінець кожного року по Дніпропетровській області;

Рівень середньої місячної пенсії станом на кінець кожного року;

Рівень сумарної вартості дослідницького щомісячного “кошика” продуктів на 1 людину (прийнятий у курсовій роботі).

Як показує аналіз даних табл.2.1 та графіків рис.2.1 за досліджуємий період (2002 – 2009):

Рівень щомісячної заробітної плати станом на кінець кожного року по Дніпропетровській області зріс з 471,7 грн. /міс. (грудень 2002) до 2027,0 грн. /міс. (жовтень 2009);

Рівень середньої місячної пенсії станом на кінець кожного року зріс з 122,5 грн. /міс (грудень 2002) до 950,6 грн. /міс. (жовтень 2009);

Рівень сумарної вартості дослідницького щомісячного “кошика” продуктів на 1 людину (прийнятий у курсовій роботі) зріс з 108,88 грн. /міс (грудень 2002) до 283,4 грн. /міс. (жовтень 2009).

Таблиця 2.1

Групування результатів статистичних досліджень за 2002 – 2009 роки в таблиці абсолютних значень хронологічних рядів факторних та результативних параметрів статистичного дослідження

Рис.2.1 Хронологічні ряди середньої заробітної плати, середньої пенсії та вартості “кошика” продовольчих продуктів ринка у 2002 – 2009 роках, досліджуємого у курсовій роботі

В табл.2.1 наведені хронологічні ряди комплексних умовних показників, які одночасно включають рівні заробітної плати, пенсії та вартості “кошика” продовольчих товарів:

Показник ” Купівельна спроможність середньої заробітної плати” в кількості умовних продовольчих кошиків, які можна придбати за місяць;

Показник “Купівельна спроможність середньої пенсії” в кількості умовних продовольчих кошиків, які можна придбати за місяць;

Прийнятий в роботі умовний показник “Купівельна спроможність середньої заробітної плати / пенсії” для стандартизованого за обсягом та асортиментом “кошика” продовольчих товарів ринку в собі об’єднує трендові тенденції двох процесів:

Рівня оплати праці та виплати пенсій;

Рівня ринкових цін на певний обсяг продовольчих продуктів для життєзабезпечення 1 людини на мінімальному рівні якісного харчування продуктами з ринку (без врахування хліба та виробів з пшениці);

На рис.2.2 наведені хронологічні ряди комплексних показників “Купівельна спроможність середньої заробітної плати / пенсії” для стандартизованого за обсягом та асортиментом “кошика” продовольчих товарів ринку у 2002 – 2009 роках.

Як показує аналіз графіків рис.2.2:

Купівельна спроможність середньої заробітної плати зростала з рівня 4,33 “кошика” (грудень 2002) до рівня 8,90 “кошиків” у грудні 2007 року, у 2008 році показник різко впав до рівня 7, 17 та залишився на цьому рівні 7,15 станом на кінець жовтня 2009 року (фінансова криза та стрибок інфляції споживчих цін в Україні);

Купівельна спроможність середньої пенсії зростала з рівня 1,13 “кошика” (грудень 2002) до рівня 2,53 “кошиків” у грудні 2007 року, у 2008 році показник зріс до рівня 2,78 та додатково зріс до рівня 3,35 станом на кінець жовтня 2009 року.

Рис.2.2 Хронологічні ряди комплексних показників “Купівельна спроможність середньої заробітної плати / пенсії” для стандартизованого за обсягом та асортиментом “кошика” продовольчих товарів ринку у 2002 – 2009 роках.

2.2 Аналіз рядів розподілу простих статистичних індексів рівней середньої заробітної плати, середньої пенсії та цін на основні споживчі товари продовольчих ринків (2002 – 2009 роки)

Аналіз рядів розподілу простих статистичних індексів рівней середньої заробітної плати, середньої пенсії та цін на основні споживчі товари продовольчих ринків (2002 – 2009 роки) проводимо за результатами побудови таблиць базисних (табл.2.2) та ланцюгових (табл.2.3) індексів хронологічних рядів, наведених в табл.2.1

На рис.2.3 наведені графіки хронологічних рядів базисних індексів:

1. Базисний індекс “Середня щомісячна заробітна плата по Дніпропетровській області”

2. Базисний індекс “Середня щомісячна пенсія по Україні”

3. Базисний індекс “Вартість місячного кошика ринкового споживання на 1 людину”.

Як показує аналіз графіків, наведених на рис.2.3:

1. Рівень базисного індексу “Середня щомісячна заробітна плата по Дніпропетровській області” у грудні 2007 року відносно базису (грудень 2002) мав значення 3,57, та станом на кінець жовтня 2009 року зріс до значення 4,30;

2. Рівень базисного індексу “Середня щомісячна пенсія по Україні” у грудні 2007 року відносно базису (грудень 2002) мав значення 3,91, та станом на кінець жовтня 2009 року різко зріс до значення 7,76. Таким чином, у 2008 – 2009 роках темп зростання пенсій перевищує темп зростання зарплати;

3. Рівень базисного індексу “Вартість місячного кошика ринкового споживання на 1 людину” у грудні 2007 року відносно базису (грудень 2002) мав значення 1,74, та станом на кінець жовтня 2009 року зріс до значення 2,60. Таким чином, за період 2002 – 2009 рр. базисні індекси росту заробітної плати / пенсії вище, ніж базисний темп росту вартості “кошика ринкового споживання”.

Таблиця 2.2

Базисні індекси середньої заробітної плати, серелньої пенсії та цін на продовольчі товари ринку у 2003 – 2009 роках відносно базисного рівня 31.12.2002

Таблиця 2.3

Ланцюгові індекси середньої заробітної плати, середньої пенсії та цін на продовольчі товари ринку у 2003 – 2009 роках відносно базисного рівня попереднього року

Рис.2.3 Хронологічні ряди базисних індексів “Середня щомісячна заробітна плата по Дніпропетровській області”, “Середня щомісячна пенсія по Україні”, “Вартість місячного кошика ринкового споживання на 1 людину” за 2002 – 2009 роки

На рис.2.4 наведений розподіл рівней базисні індекси зростання цін на продукти ринку станом на 30.10.2009 відносно рівня 31.12.2002. Як показує аналіз графіка рис.2.3:

1. Найбільші індекси зростання цін характерні для:

Ціни на сало – індекс (2009/2002) = 3,80, тобто товарна інфляції становить 280% за 7 років;

Ціни на капусту свіжу – індекс (2009/2002) = 3,68, тобто товарна інфляції становить 268% за 7 років;

2. Найменші індекси зростання цін характерні для:

Ціни на цибулю ріпчасту – індекс (2009/2002) = 1,27, тобто товарна інфляції становить 27% за 7 років;

Ціни на олію соняшникову – індекс (2009/2002) = 1,52, тобто товарна інфляції становить 52% за 7 років;

Статистична обробка ряду базисних індексів зростання цін на продукти ринку станом на 30.10.2009 відносно рівня 31.12.2002, проведена в “електронних таблицях” – Excel-2007, показує наступні результати:

Маточікування ряду розподілу базисних індексів становить 2,51, тобто середній рівень товарної інфляції становить 151% за 7 років;

Базисний індекс вартості “кошика” продуктів (2009/2002) становить 2,50, тобто середній рівень товарної інфляції кошика становить 160% за 7 років і відповідає середній інфляції продуктів харчування ринку.

На рис.2.5 наведені результати гістограмного аналізу ряду розподілу базисних індексів цін на продовольчі товари ринку 2009/2002, які підтверджують близкість розподілу до форми “нормальної” ймовірності.

Рис.2.4 Розподіл рівней базисні індекси зростання цін на продукти ринку станом на 30.10.2009 відносно рівня 31.12.2002.

Таблиця 2.4

Статистичні показники ряду “Базовий індекс росту цін на окремі продукти ринку 2009 /2002”

Рис.2.5 Гістограмний аналіз ряду розподілу базисних індексів цін на продовольчі товари ринку 2009/2002.

Рис.2.6 Розподіл середньорічних рівней ланцюгових індексів зростання цін на продукти ринку у 20020 – 2009 роках

На рис.2.6 наведений розподіл середньорічних рівней ланцюгових індексів зростання цін на продукти ринку у 2002 – 2009 роках. Як показує аналіз графіку, наведеного на рис.2.6, досліджуємі в курсовому проект процеси характеризуються наступними рівнями середніх ланцюгових індексів (або щорічними темпами зростання показників):

1. Середньорічний ланцюговий індекс (темп зростання) заробітної плати за 2003 – 2009 роки становить в Дніпропетровській області становить 1,232, тобто щорічний приріст середньомісячної заробітної плати становить +23,2%;

2. Середньомісячний ланцюговий індекс (темп зростання) середньої пенсії за 2003 – 2009 роки становить 1,340, тобто щорічний приріст середньомісячної пенсії становить +34,0%, що практично в 1,5 рази вище, ніж темп зростання середньомісячної заробітної плати;

3. Середньомісячний ланцюговий індекс (темп зростання) вартості “кошика” продовольчих товарів ринка за 2003 – 2009 роки становить 1,146, тобто щорічний приріст вартості “кошика” становить +14,6%, що практично в 1,8 рази нижче, ніж темп зростання середньомісячної заробітної плати, та в 2,5 рази нижче, ніж темп зростання середньомісячної пенсії.

Таким чином, соціальна політика в Україні у 2002 – 2009 роках характеризується темпами зростанням заробітних плат та пенсій, які значно перевищують темпи зростання вартості “кошика” продовольчих товарів ринку, при цьому темп нарощування обсягів пенсій в 1,5 раза перевищує темп росту обсягів заробітних плат.

2.3 Аналіз рядів динаміки базисних та ланцюгових агрегатних статистичних індексів купівельної спроможності середньої заробітної плати та середньої пенсії на товари продовольчих ринків (2003 – 2009 роки)

В табл.2.5 – 2.6 наведені побудовані ряди динаміки базисних та ланцюгових агрегатних статистичних індексів купівельної спроможності середньої заробітної плати та середньої пенсії на товари продовольчих ринків (2003 –

Таблиця 2.5

Ряди динаміки базисних агрегатних статистичних індексів купівельної спроможності середньої заробітної плати та середньої пенсії на товари продовольчих ринків (2003 – 2009 роки)

Таблиця 2.6

Ряди динаміки базисних агрегатних статистичних індексів купівельної спроможності середньої заробітної плати та середньої пенсії на товари продовольчих ринків (2003 – 2009 роки)

Спільний аналіз даних, наведених в табл.2.5 – 2.6, показує, що апарат індексного аналізу хронологічних рядів динаміки економічних показників, які не мають прямого функціонального зв’язку, дозволяє проводити важливі дослідження. Так, в результаті статистичних досліджень курсової роботи виявлено, що менеджмент рівнем заробітної плати в Україні у 2008 – 2009 роках займає хибний напрямок, який веде к значному зниженню купівельної спроможності заробітної плати (щорічний темп зростання купівельної спроможності заробітної плати становить +7,4%), в той час як нарощування рівня пенсій відповідає політиці нарощування купівельної спроможності пенсії (щорічний темп зростання купівельної спроможності пенсії становить +16,9%).

Висновки

Проведене в курсовій роботі статистичне дослідження купівельної спроможності середньої зарплати та середньої пенсій у 2002 – 2009 роках з застосуванням інструментів індексного аналізу дозволило отримати наступні результати:

1. За досліджуємий період:

Рівень щомісячної заробітної плати станом на кінець кожного року по Дніпропетровській області зріс з 471,7 грн. /міс. (грудень 2002) до 2027,0 грн. /міс. (жовтень 2009);

Рівень середньої місячної пенсії станом на кінець кожного року зріс з 122,5 грн. /міс (грудень 2002) до 950,6 грн. /міс. (жовтень 2009);

Рівень сумарної вартості дослідницького щомісячного “кошика” продуктів на 1 людину (прийнятий у курсовій роботі) зріс з 108,88 грн. /міс (грудень 2002) до 283,4 грн. /міс. (жовтень 2009).

Купівельна спроможність середньої заробітної плати зростала з рівня 4,33 “кошика” (грудень 2002) до рівня 8,90 “кошиків” у грудні 2007 року, у 2008 році показник різко впав до рівня 7, 17 та залишився на цьому рівні 7,15 станом на кінець жовтня 2009 року (фінансова криза та стрибок інфляції споживчих цін в Україні);

Купівельна спроможність середньої пенсії зростала з рівня 1,13 “кошика” (грудень 2002) до рівня 2,53 “кошиків” у грудні 2007 року, у 2008 році показник зріс до рівня 2,78 та додатково зріс до рівня 3,35 станом на кінець жовтня 2009 року.

2. Як показали результати індексного аналізу:

Рівень базисного індексу “Середня щомісячна заробітна плата по Дніпропетровській області” у грудні 2007 року відносно базису (грудень 2002) мав значення 3,57, та станом на кінець жовтня 2009 року зріс до значення 4,30;

Рівень базисного індексу “Середня щомісячна пенсія по Україні” у грудні 2007 року відносно базису (грудень 2002) мав значення 3,91, та станом на кінець жовтня 2009 року різко зріс до значення 7,76. Таким чином, у 2008 – 2009 роках темп зростання пенсій перевищує темп зростання зарплати;

Рівень базисного індексу “Вартість місячного кошика ринкового споживання на 1 людину” у грудні 2007 року відносно базису (грудень 2002) мав значення 1,74, та станом на кінець жовтня 2009 року зріс до значення 2,60. Таким чином, за період 2002 – 2009 рр. базисні індекси росту заробітної плати / пенсії вище, ніж базисний темп росту вартості “кошика ринкового споживання”.

3. Найбільші індекси зростання цін характерні для:

Ціни на сало – індекс (2009/2002) = 3,80, тобто товарна інфляції становить 280% за 7 років;

Ціни на капусту свіжу – індекс (2009/2002) = 3,68, тобто товарна інфляції становить 268% за 7 років;

4. Найменші індекси зростання цін характерні для:

Ціни на цибулю ріпчасту – індекс (2009/2002) = 1,27, тобто товарна інфляції становить 27% за 7 років;

Ціни на олію соняшникову – індекс (2009/2002) = 1,52, тобто товарна інфляції становить 52% за 7 років;

5. Статистична обробка ряду базисних індексів зростання цін на продукти ринку станом на 30.10.2009 відносно рівня 31.12.2002 показує наступні результати:

Маточікування ряду розподілу базисних індексів становить 2,51, тобто середній рівень товарної інфляції становить 151% за 7 років;

Базисний індекс вартості “кошика” продуктів (2009/2002) становить 2,60, тобто середній рівень товарної інфляції кошика становить 160% за 7 років і відповідає середній інфляції продуктів харчування ринку.

6. Дослідження розподілу середньорічних рівней ланцюгових індексів зростання цін на продукти ринку у 2002 – 2009 роках показало:

Середньорічний ланцюговий індекс (темп зростання) заробітної плати за 2003 – 2009 роки становить в Дніпропетровській області становить 1,232, тобто щорічний приріст середньомісячної заробітної плати становить +23,2%;

Середньомісячний ланцюговий індекс (темп зростання) середньої пенсії за 2003 – 2009 роки становить 1,340, тобто щорічний приріст середньомісячної пенсії становить +34,0%, що практично в 1,5 рази вище, ніж темп зростання середньомісячної заробітної плати;

Середньомісячний ланцюговий індекс (темп зростання) вартості “кошика” продовольчих товарів ринка за 2003 – 2009 роки становить 1,146, тобто щорічний приріст вартості “кошика” становить +14,6%, що практично в 1,8 рази нижче, ніж темп зростання середньомісячної заробітної плати, та в 2,5 рази нижче, ніж темп зростання середньомісячної пенсії.

Таким чином, соціальна політика в Україні у 2002 – 2009 роках характеризується темпами зростанням заробітних плат та пенсій, які значно перевищують темпи зростання вартості “кошика” продовольчих товарів ринку, при цьому темп нарощування обсягів пенсій в 1,5 раза перевищує темп росту обсягів заробітних плат.

Проведене статистичне дослідження показало, що апарат індексного аналізу хронологічних рядів динаміки економічних показників, які не мають прямого функціонального зв’язку, дозволяє проводити важливі співставлення. Так, в результаті статистичних досліджень курсової роботи виявлено:

Щорічний темп зростання купівельної спроможності заробітної плати становить +7,4%;

Щорічний темп зростання купівельної спроможності пенсії становить +16,9%.

Але такий механізм веде до різкого зростання рівнів витрат Державного бюджету України на забезпечення підвищених пенсій, оскільки механізм додаткового наповнення Пенсійного Фонду України за рахунок відповідного росту заробітних плат зупинений (вимоги МВФ на кризовий період).

Список використаних джерел

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. Бараник З. П. Статистика. – К.: Вид-во Ун-ту “Україна”, 2006. – 268 с.

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

5. Захожай В. Б., Ткач Б. П. Методичні рекомендації щодо забезпеченнясамостійної роботи студентів з дисципліни “Статистика” (для бакалаврів). – К.: МАУП, 2007. – 20 с.

6. Економічна статистика / Р. М. Моторин, А. В. Головач та ін. – К.: Вид-во КНЕУ, 2005. – 362 с.

7. Єріна А. М., Пальян З. О., Мазуренко О. К. Економічна статистика: Практикум. – К.: ТОВ “УВПК”, 2002. – 284 с.

8. Казинец Л. С. Теория индексов. – М.: Дело, 1999. – 157с.

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

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

11. Мармоза А. Т. Практикум з теорії статистики. – К.: Ельга, Ніка-Центр, 2003. – 344 с.

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

13. Практикум по социальной статистике: Учеб. пособие / Под ред. И. И. Елисеевой. – М.: Финансы и статистика, 2002. – 368с.

14. Про соціально-економічне становище Дніпропетровської області у 2003 році // Держкомстат України, Головне управління статистики у Дніпропетровській області, 2004, http://www. dneprstat. gov. ua

15. Про соціально-економічне становище Дніпропетровської області у 2004 році // Держкомстат України, Головне управління статистики у Дніпропетровській області, 2005, http://www. dneprstat. gov. ua

16. Про соціально-економічне становище Дніпропетровської області у 2005 році // Держкомстат України, Головне управління статистики у Дніпропетровській області, 2006, http://www. dneprstat. gov. ua

17. Про соціально-економічне становище Дніпропетровської області у 2006 році // Держкомстат України, Головне управління статистики у Дніпропетровській області, 2007, http://www. dneprstat. gov. ua

18. Про соціально-економічне становище Дніпропетровської області у 2007 році // Держкомстат України, Головне управління статистики у Дніпропетровській області, 2008, http://www. dneprstat. gov. ua

19. Про соціально-економічне становище Дніпропетровської області у 2008 році // Держкомстат України, Головне управління статистики у Дніпропетровській області, 2009, http://www. dneprstat. gov. ua

20. Про соціально-економічне становище Дніпропетровської області у 2009 році (9 місяців) // Держкомстат України, Головне управління статистики у Дніпропетровській області, 2009

21. Статистичне забезпечення управління економікою: прикладна статистика : Навч. посібник / А. В. Головач, В. Б. Захожай, Н. А. Головач. – К.: КНЕУ, 2005. – 333 с.

22. Социальная статистика. Учебник. Под ред. И. И. Елисеевой. – М.: Финансы и статистика, 2002. – 480с.

23. Суслов И. П. Общая теория статистики. – Х.: Скиф, 1997. – 364с.

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

25. Шинкаренко В. Г. Теорія статистики. – Харків: Вид-во ХНАДУ, 2005. – 168 с.

26. http://www. ukrstat. gov. ua – Офіційний Інтернет-сайт Державного комітета статистики України, 2009

Додатки

Додаток А

Таблиця А.1

Рівень середніх цін на товари продовольчих ринків Дніпропетровської області станом на 31.12.2003 (грн. за кг, або л)

Грудень

2003р.

Довідково:

Грудень 2002р.

Хліб пшеничний2,181,47
Борошно пшеничне2,241,26
Макаронні вироби2,782,06
Рис2,562,55
Манна крупа2,431,80
Гречана крупа2,822,36
Яловичина13,6513,15
Свинина16,2914,26
Птиця10,539,21
Сало8,558,43
Ковбаса варена13,6513,05
Оселедці7,296,81
Масло вершкове13,7912,91
Олія соняшникова5,705,58
Молоко1,991,71
Яйця (десяток)3,943,36
Цукор2,882,84
Картопля1,081,35

( коп. за кг)

ДніпропетровськЗапоріжжяКіровоградДонецькЛуганськХарків
Картопля95101859912091
Капуста свіжа706660637059
Цибуля ріпчаста230233230212200236
Олія (за літр)400371400437360421
Яловичина137513571400154212501260
Свинина167516711400185816001629
Кури (за штуку)145014001900145812501725
Масло тваринне11501307115011831143
Яйця (за десяток)458364380383410393

Таблиця А.2

Рівень середніх цін на товари продовольчих ринків Дніпропетровської області станом на 31.12.2004 ( коп. за кг)

ДніпропетровськЗапоріжжяКіровоградДонецькЛуганськХарків
Картопля10510680116110104
Капуста свіжа789680807577
Цибуля ріпчаста169144135142130142
Олія (за літр)543476545566490493
Яловичина188817862000203819501900
Свинина232523142150249221502286
Кури (за штуку)165015331450191714501458
Масло тваринне12251414145012401373
Яйця (за десяток)510468470423455456

Таблиця А.3

Рівень середніх цін на товари продовольчих ринків Дніпропетровської області станом на 31.12.2005 (грн. за кг)

Грудень

Листопад
2005р.2004р.2005р.
Зернові0,690,800,70
Борошняні1,601,661,58
Круп’яні1,641,681,67
Картопля2,140,812,00
Овочі2,882,042,39
Фрукти свіжі4,584,334,34
Цукор3, 202,683, 20
Олія (за літр)4,865,014,95
М’ясо та сало21,6118,4621,31
Молоко свіже (за літр)2,341,952,16
Масло тваринне14,0012,3313,17
Яйця (за десяток)3,573,993,47

Таблиця А.4

Рівень середніх цін на товари продовольчих ринків Дніпропетровської області станом на 31.12.2006 (грн. за кг)

ГруденьЛистопад
2005р.2006р.2006р.
Зернові0,690,810,80
Борошняні1,601,891,87
Круп’яні1,642,112,09
Картопля2,142,292,41
Овочі2,882,752,50
Фрукти свіжі4,585,595,88
Цукор3, 203,353,40
Олія (за літр)4,864,814,80
М’ясо та сало21,6120,0420,86
Молоко свіже (за літр)2,342,402,23
Масло тваринне14,0015,4014,50
Яйця (за десяток)3,573,463,49

Таблиця А.5

Рівень середніх цін на товари продовольчих ринків Дніпропетровської області станом на 31.12.2007 (грн. за кг)

Грудень

Листопад

2007р.

2006р.2007р.
Картопля2,292,312,23
Капуста свіжа1,372,502,44
Цибуля ріпчаста2,282,112,05
Буряки1,392,292,27
Морква1,513,243,17
Огірки свіжі9,377,865,68
Огірки солоні8,908,298,01
Помідори свіжі7,407,825,43
Помідори солоні8,368,357,80
Часник9,939,669,11
Яблука4,745,004,97
Цитрусові6,156,906,76
Цукор3,353,403,25
Олія (за літр)4,819,479,22
Яловичина20,7223,6022,85
Свинина22,4726, 2026,36
Сало свиняче12,9012,9712,96
Молоко свіже (за літр)2,403,463,07
Масло тваринне15,4021,3018,42
Сир (творог)11,4317,2315,31
Сметана9,5615,3213,46
Яйця (за десяток)3,465,425,23
Мед14,7016,6816,13

Таблиця А.6

Рівень середніх цін на товари продовольчих ринків Дніпропетровської області станом на 31.12.2008 (грн. за кг)

Грудень

Листопад

2008р.

2007р.2008р.
Картопля2,312,512,50
Капуста свіжа2,501,561,47
Цибуля ріпчаста2,111,951,83
Буряки2,292,162,14
Морква3,242,222,35
Огірки свіжі7,8611,479,67
Огірки солоні8,2914,3914,32
Помідори свіжі7,829,576,76
Помідори солоні8,3514,5814,83
Часник9,6610,5210,65
Яблука5,007,177,15
Цитрусові6,9010,8310,60
Цукор3,404,054,00
Олія (за літр)9,478,4910,70
Яловичина23,6039,3840,02
Свинина26, 2044,0745,77
Сало свиняче12,9729,9832, 20
Молоко свіже (за літр)3,464,814,38
Масло тваринне21,3028,8930,56
Сир (творог)17,2321,5320,75
Сметана15,3219,0218,23
Яйця (за десяток)5,427,867,91
Мед16,6826,5927,16

Таблиця А.7

Рівень середніх цін на товари продовольчих ринків Дніпропетровської області станом на 30.10.2009 (грн. за кг)

Жовтень

Вересень

2009р.

2009р.2008р.
Картопля2,712,542,71
Капуста свіжа2,361,542,16
Цибуля ріпчаста2,721,942,09
Буряки2,632,122,61
Морква4,072,505,09
Огірки свіжі4,937,502,87
Огірки солоні14,6214,4714,55
Помідори свіжі3,874,652,90
Помідори солоні14,8016,1414,86
Часник13,7610,5811,18
Яблука5,566,935,70
Цитрусові11,5510,4610,62
Олія (за літр)8,5012,268,39
Цукор6,304,006,48
Яловичина39,5239,4239,62
Свинина45,6245,8945,68
Сало свиняче28,8932,0228,79
Молоко свіже (за літр)4,183,833,72
Масло тваринне35,6027,6731,91
Сир (творог)20,8319,4620,05
Сметана20,8917,3720,58
Яйця (за десяток)8, 207,386,88
Мед27,1526,2327,64

Додаток Б

Таблиця Б.1

Середня заробітна плата по регіонах у 2003 році ( в розрахунку на одного штатного працівника, грн.)

СіченьЛютийБерезеньКвітеньТравеньЧервеньЛипеньСерпеньВересеньЖовтеньЛистопадГрудень
Україна400,59391, 20415,49422,58439,26476,16489,50479,16498,27498,34489,52550,92
Автономна Республіка Крим366,05362,03382,91383,26399,51442,56471,37462,18477,33471,38463,78528,04
Вінницька272,65263,16287,67289,28305,30347,13352,00353,70378,25380,31366,01406,83
Волинська262,90261,56282,62281,93292,07328,41344,17336,70349,31353,37342,73394,24
Дніпропетровська471,71446,23480,26489,67504,33532,83557,21542,40557,54562,27553,33624,49
Донецька490,21475,36508,44521,72527,93558,27585,65563,83589,65588,17576,58622,34
Житомирська278,07270,43296,81302,67312,03351,98357,22344,03364,33361,48356,04409,10
Закарпатська307,62312,65331,34336,30351,61400,68406,90397,06412,71410,94411,72462,25
Запорізька476,60476,91491,63504,41524,50542,52565,03560,15578,91588,22570,48625,66
Івано-Франківська344,45328,07352,59354,62392,17433,57428,74428,70436,48428,31420,83464,86
Київська400,81384,87423,65426,85445,62487,37496,87493,08499,65502,37507,32550,69
Кіровоградська292,62286,87307,50317,85330,04365,05376,15374,25388,21387,81380,65422,23
Луганська420,94415,00434,01443,38457,01490,54497,55489,95504,56496,05491,87546,52
Львівська358,00345,76375,73378,25396,12434,40446,85434,84459,93456,36443,68499,39
Миколаївська421,76412,54431,68439,33441,69482,62493,81478,37500,22501,04483,02559,77
Одеська397,57416,49410,66419,55439,26480,92479,42464,46479,01472,51474,58530,98
Полтавська397,46364,97380,23396,93418,31443,70456,03461,24479,28473,46462,40514,03
Рівненська346,84344,34359,01356,11366,11392,06392,62399,84415,64409,23406,78500,57
Сумська325,51322,63337,27342,50370,81380,27406,29405,98410,45414,22400,90440,43
Тернопільська246,45255,59268,71266,72279,59332,64320,01308,94334, 20352,52332,90365,49
Харківська409,25386,45404,28412, 19433,59468, 20475,03462,57501,93490, 19485,41535,17
Херсонська294,77293,29309,25323,38335,33359,31386,36373,94393,94392,65382,95423,17
Хмельницька269,74273,51289,29287,38301,74333,26338,10333,24347,21350,51339,37400,12
Черкаська287,37275,66299,34316,34328,97370,12373,63367,27381,59398,51386,80421,25
Чернівецька279,14282,09304,63305,51316,15366,09359,34356,72369,53375,81379,95431,14
Чернігівська285,36279,82298,55307,65325,43363,35370,13361,75368,60372,59362,64403,18
М. Київ649,69639,77688,72688,71722,58792,86808,05786,32809,59813,69796,73950,63
М. Севастополь443,49412,36429,68446,76454,27499,69513,10505,15521,48519,97504,01595,33

Таблиця Б.2

Середня заробітна плата по регіонах у 2004 році ( в розрахунку на одного штатного працівника, грн.)

СіченьЛютийБерезеньКвітеньТравеньЧервеньЛипеньСерпеньВересеньЖовтеньЛистопадГрудень
Україна499,66510,06545,07547,90554,96601,45607,97604, 19630,82636,21644,27703,77

Автономна

Республіка Крим

470,67452,56493,16499,83512,62549,15565,65571,46581,54583,90593,33659,90
Вінницька349,31368,77390,82396,33405,26445,82454,70445,71479,07483,64484,60523,28
Волинська332,88347,08382,46380,67387,39425,31423,05421,88449,58450,79455,01490,60
Дніпропетровська571,04589,12620,30627,75626,67666,88693,39676,32708,18719,21723,23782,78
Донецька611,11612,56657,73662,66667,25712,37730,04730,09771,75784,07793,51811,83
Житомирська352,22367,62403,38405,14413,83462,49448,23438,62472,79464,44477,91523,61
Закарпатська384, 19415,63443,11442,46450,50503,38504, 19493,60516,63520,40517,96583,35
Запорізька582,27575,60635,80648,39646,55678,48696,67680,56708,52712,43717,13776,93
Івано-Франківська425,59438,89470,99471,80483,80532,27522,50551,82544,15548,24547,52599,68
Київська514,23499,77552,22554,24566,91616,32612,00614,86636,78628,71649,48701,43
Кіровоградська364,78381,38410,09417,43425,37464,58471,12480,76499,56501,36509,06546,24
Луганська501,68518,11554,84547,57573,57587,88611,11623,46643,34646,96657,16691,88
Львівська440,16456,50493,18485,09490,16545,67544,07526,25570,68561,85561,37613,30
Миколаївська488,88493,08518,12543,06532,43575,95585,71569,48598,67606,28614,24684,50
Одеська489,79517,08527,21525,95543,97563,64582,40579,85590,32596,87608,95681,21
Полтавська474, 20508,12514,62513,00513,97567,75574,98585,50603,22604,51604,27664,93
Рівненська415,32422,03476,45477,71477,33497,75513,83505,25543,41574,07548,84630,22
Сумська395,41413,27440,30438,00444,59477,42492,62508,63504,22507,40516,02552,33
Тернопільська318,41337,31357,72362,88367,99432,52379,99380,88419,34431,46439,46473,66
Харківська492,66507,44521,40530,32528,66586,11577,77572,24619,01607,29619,00669,89
Херсонська366,41377,38409,95414,44424,91457,05468,26458,91495,27496,14497,23546,39
Хмельницька346,34344,18378,28387,09397,69438,68435,07445,37450,69455,50455,63510,81
Черкаська375,39387,38419,38427,12435,86479, 19485,62480,02501,67520,26514,62554,27
Чернівецька363,84377,50410,09406,62413,36460,11456,27440,99470,42478,54493,97539,92
Чернігівська349,26363,06406,39401,17411,90466,33451,42463,66479,46470,61484,12521,79
М. Київ840,72840,68898,00889,34903,111009,841001,41983,10997,341019,731041,311217, 20
М. Севастополь516,15529,95545,79571,69553,86590,36598,74593,30632,81621,12637,58728,21

Таблиця Б.3

Середня заробітна плата по регіонах у 2005 році ( в розрахунку на одного штатного працівника, грн.)

СіченьЛютийБерезеньКвітеньТравеньЧервеньЛипеньСерпеньВересеньЖовтеньЛ истопадГ рудень
Україна640,86666,76722,01733,73764,29823,10837,45831,06856,02882,10896,581019,71
Автономна Республіка Крим575,97582,90647,62651,58697,95739,41778, 20771,17791,35800,83812,59922,32
Вінницька456,40478,09525,58536,75559,97613,16625,85626,10652,25677,91677,75786,71
Волинська450,13462,26503,64525,72556,56604,48620,48619,73630,37666,65684,44773,62
Дніпропетровська771,09736,82823,75858,97879,98918,91954,87943,60974,76990,44998,101117,12
Донецька784,69801,01908,91889,15914,90969,15986,38998,851026,931041,971067,621157,95
Житомирська460,78486,52530,82545,33569,64650,41632,84610,67637,29670,94683,02775,81
Закарпатська502,16534,71594,62593,64623,58683,47696,72675,33724,55726,38759,83899,66
Запорізька721,51735,01795,78793,72849,83865,80895,84883,05905,86932,73936,361027,10
Івано-Франківська555,46601,63644,07652,66674,55761,11751,33778,64756,69775,44778,14907,77
Київська651,70675,10719,28743,92760,95816,91850,69848,92856,09912,28901,111019,92
Кіровоградська488,34501,38539,44565,12592,91633,64663,96656,46669,59694,87706,28800,82
Луганська642,87670,49741,59734,16778,71812,86836,33844,50874,81869,54891,75982,60
Львівська548,39601,86641,76648,73675,73737,97741,74743,24765,68784,13787,34891,37
Миколаївська612,47636,76680,59674,18719,00763,70779,90740,56791,90795,89825,62943,85
Одеська640,02647,75688,24685,48739,87791,65794,39773,39804,79832,54845,76981,77
Полтавська606,92672,34663,26691,11712,29762,91801,77812,90798,32814,36832,06940,32
Рівненська561,07585,71630,97629,74646,02685,72700,98684,30700,04753,46762,55886,40
Сумська507,40533,21595,33599,82632,66685, 20701,83718,63702,33744,12744,12814,04
Тернопільська414,87447,72478,31502,87516,08614,86547,74540,10588,79627,22637,35749,13
Харківська596,08650,06671,00691,77713,98771,66787,54784,98813,34840,69850,52945,93
Херсонська476,36502,30541,92564,17595,48649,98661,32635,68670,07706,86704,54799,75
Хмельницька454,21473,53507,72523,51548,83598,77608,30600,60613,26640,91661,74791,46
Черкаська486,32507,77561,57582,64614,27654,53681,57674,05694,94727,68732,51799,63
Чернівецька476,82494,23540,84551,69576,62627,63662,08641,64670,45694,66704,30823,82
Чернігівська454,65478,98532,84539,72570,04637,88641,93651,37643,92666,93681,41741,93
М. Київ1024,761099,851142,501189, 191224,761382,401361,431324,641368,021423,771450,361755,08
М. Севастополь630,85689,21711,04725,89762,45806,79833,12796,99861,11876,34882,501071,17

Таблиця Б.4

Середня заробітна плата за регіонами у 2006 році ( в розрахунку на одного штатного працівника, грн)

СіченьЛютийБерезеньКвітеньТравеньЧервеньЛипеньСерпеньВересеньЖовтеньЛистопадГрудень
Україна864,91904,62986,65984,291002,881063,591078,861073,101086,581088,071103,901277,06
Автономна Республіка Крим767,92792,21886,60905, 20917,03976,451001,691004,731000,30988,321004,711173,86
Вінницька626,16673,28732,73734,04760,86815,66836,25839,27843,64849,47862,39975,12
Волинська632,21656,07734,31720,27747,00806,68814,89795,94808,35813,80826,31951,23
Дніпропетровська990,14999,871122,371073,211130,561145,321183,881166,731179,431177,501194,081344,43
Донецька1040,451054,751168,561120,601160,651227,471225,061237,691263,341252,991277,711424,64
Житомирська631,48671,90745,08740,97764,64844,08835,76809,43851,18824,62842,55980,93
Закарпатська704,67753,03808,65804, 19834,30903,87916,95900,51928,29907,05916,991070,45
Запорізька935,82968,551049,251016,321050,821102,801124,511112, 201143,701154,631156,681301,23
Івано-Франківська757,46802,14880,29912,96888,99949,40977,43985,79983,27953,24951,121072,13
Київська860,31912,55997,071005,411022,921071,971094,771113,221111,881103,571140,081283,96
Кіровоградська660,87698,72763,69771,28789,40823,10873,14861,00869,40873,01868,951011,21
Луганська875,99901,87975,32970, 19991,681032,881055,031054,571069,891074,261088,451192, 19
Львівська749,31802,33866,81874,09891,24944,16972,94959,57984,41962,43972,511117,12
Миколаївська846,12860,38897,81890,61912,53965,251003,74966,22993,45991,24987,591191,32
Одеська805,73849,74912,21913,67950,38999,03999,72978,321009,83990,711008,641196,30
Полтавська792,23842,07890,82918,51906,72961,581004,981023,161009, 191010,291006,731181,50
Рівненська751,66780,74882,41829,63845,95911,23909,67889,74904,13920,08914,701124,47
Сумська713,93746,42806,72824,75830,64869,96897,99923,62892,54900,95897,451001,93
Тернопільська587,93622,31702,98682,31703,56818,04731,16723,12747,51768,13782,44907,74
Харківська804,02858,15909,65917,53932,17993,521012,271018,101032,861026,161027,071169,65
Херсонська644,25682,90743,24761,82769,01838,10843,48812,08838,49839,95843,71988,44
Хмельницька640,36678,97751,45725,53747,64812,88829,86814,37825,87837, 19845,811023,61
Черкаська682,71713,39788,13793,92817,43867,25888,47874,09889,83909,62913,241033,04
Чернівецька660,04686,99775,67771,91785,14839,82848,48860,68847,09855,64857,421037,75
Чернігівська636,37655,50757,83750,53767,41813,95836,46833,81827,69825,51827,92957,63
М. Київ1399,371509,821599,921687,511646, 191784,641784,441763,741756,471805,611855,442256,88
М. Севастополь834,17866,74953,27977,42964,781028,971031,021022,551063,211030,521052,761243,38

Таблиця Б.5

Середня заробітна плата за регіонами за місяць у 2007 році ( в розрахунку на одного штатного працівника, грн.)

Назва регіонівСіченьЛютийБерезеньКвітеньТравеньЧервеньЛипеньСерпеньВересеньЖовтеньЛистопадГрудень
Україна111211421230122412771368142113981426147514851675
Автономна Республіка Крим100210071062108111501250131113031299133313451493
Вінницька8228518879169531064111410691093117611571273
Волинська8258358708929421054109810651083111811241257
Дніпропетровська122912401477140214531448152014741489154315431682
Донецька128013301405140214641561158215841649165516961840
Житомирська8308569049139721116111210711118114311381278
Закарпатська88492596498710161119117611431183120411891370
Запорізька116611861268129513091391147414341473152115181694
Івано-Франківська9889971039106711381231128512791246129412601412
Київська111711491241123412851384143814361448149215201671
Кіровоградська8658919129439821068115511061109119011731287
Луганська111911381203122212781319138613801387144514521553
Львівська9539971063104711091203125812401265131212961447
Миколаївська100710121109112211271219128212441258128713051492
Одеська106110611102109011651257127412471270132013451536
Полтавська102510721094112211511231131712801321135613681580
Рівненська9079541058105510561142118911571173121312171491
Сумська91392896698810571094118611891150121312081306
Тернопільська76078882083386710071018964988104410681191
Харківська102910781123112911731254131712921330136513731559
Херсонська8268548919129541072109210441078111311241271
Хмельницька8318579249449721091110010761103115311461357
Черкаська87992495397010181117115511211148121812001332
Чернівецька8598769119479791091113110961116113011471341
Чернігівська8208238989019621053111010961079111911301231
М. Київ186519112115204021222302237423532410252625403038
М. Севастополь106511001160116312271315137313401392141314451638

Таблиця Б.7

Середня заробітна плата за регіонами за місяць у 2008 році ( в розрахунку на одного штатного працівника, грн)

Назва регіонівСіченьЛютийБерезеньКвітеньТравеньЧервеньЛипеньСерпеньВересеньЖовтеньЛистопадГрудень
Україна152116331702173517741883193018721916191718232001
Автономна Республіка Крим132814321505152115891715172916791708171716431776
Вінницька114912681270129913621461151814631492154914731587
Волинська116212151287129813711455149214511450149014151522
Дніпропетровська162217841810184318601952200919641983195918101936
Донецька174518731916193719992126216421512218209619342035
Житомирська115512381289131913871511152414631516150414361568
Закарпатська118812791331135914151511155614881552157215151720
Запорізька154716431742178817851879196018831923190617871932
Івано-Франківська128913701422143515511655163416151642165115731718
Київська154516571764175418741913195819251950197819062039
Кіровоградська120412991305134813951480157014901519154314521555
Луганська150916181665170617471821187918541922188417721870
Львівська129514141499148815371616166916191676168216071765
Миколаївська137014291497155215671661171216301677174317011962
Одеська140314581528151915991691170516251690177216571982
Полтавська142915111529159116211725179317651797178116171797
Рівненська123613171485148214851608160415171587159315661817
Сумська122113461355137814541497160115721554159815171624
Тернопільська107311611214122812701394137313211371141914101595
Харківська140515371545160516261726178417381802180217191874
Херсонська112712171279128813231453146014001435151514351608
Хмельницька117512641329135113821525151814781482151814931650
Черкаська121212921342137314281529160015671550158214951577
Чернівецька11481226129513161349147714791437149015231500

Таблиця Б.8

Середня заробітна плата за регіонами за місяць у 2009 році ( в розрахунку на одного штатного працівника, грн.)

Назва регіонівСіченьЛютийБерезеньКвітеньТравеньЧервеньЛипеньСерпеньВересень
Україна166517231818184518511980200819191964
Автономна Республіка Крим146714841565162316591785182217661821
Вінницька128313411384143814691587162415381572
Волинська125312681351134813831527154814641487
Дніпропетровська172617691824192518902022206520032027
Донецька184019402035201320352174219621362193
Житомирська126913131382141014721626160215101554
Закарпатська132213871439146715271637168515791677
Запорізька161816621812182317941910194318511884
Івано-Франківська143215181557154916261740171716891667
Київська173618111894190519302078210420092039
Кіровоградська130313661422147715101604164915731582
Луганська166317181799181718141919194318801918
Львівська143415181569160816241740177416881741
Миколаївська155916141765180417431860189317931854
Одеська157115811658168017191835188617661816
Полтавська153015971628163616571774183217541787
Рівненська137714071562159515631688169216331634
Сумська140414311505152615651615168916781630
Тернопільська120712671313133913821535151214431435
Харківська155816511691173917451859191518101882
Херсонська127513291403142814741559159314771531
Хмельницька130013341441148114851618164515601541
Черкаська136313821452146815231598161015331565
Чернівецька131213551436143714811627163015541569
Чернігівська125712951440138514551586156615231499
М. Київ279428643101314730663283332031263250
М. Севастополь166416901800179318861984192118691908

Таблиця Б.9

Середній розмір місячної пенсії та кількість пенсіонерів (на початок року)

Одиниці виміруРокиСередній розмір призначеної місячної пенсії пенсіонерам, які перебувають на обліку в органах Пенсійного фондуКількість пенсіонерів (млн)
ВсьогоУ тому числі:
За вікомЗа інвалідністюУ разі втрати годувальника
Крб.1991103,6109,758,013,1
1992539,6554,8423,613,6
199397351020410469630414,2
Тис. крб.1994292,1306,9317,4185,514,5
199511561174136880914,5
Грн.199638,738,845,633,214,5
199751,950,867,343,614,5
199852,250,968,643,514,5
199960,760,175,947,814,5
200068,969,382,352,014,5
200183,785,294,561,014,4
2002122,5127,1129,785,514,4
2003136,6141,8142,495,914,4
2004182,2194,2170,9120,214,3
2005316,2323,8305,2262,914,1
2006406,8417,7393,2302,814,0
2007478,4497,0435,8339,313,9
2008751,4798,9598,2474,313,8
2009898,4942,7742,7647,013,7

Дані про середній розмір призначених місячних пенсій наводяться з урахуванням компенсаційних виплат і цільових допомог, передбачених законодавством.


Статистичні індекси та їх значення в економічних дослідженнях