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 пшеничний 2,18 1,47
Борошно пшеничне 2,24 1,26
Макаронні вироби 2,78 2,06
Рис 2,56 2,55
Манна крупа 2,43 1,80
Гречана крупа 2,82 2,36
Яловичина 13,65 13,15
Свинина 16,29 14,26
Птиця 10,53 9,21
Сало 8,55 8,43
Ковбаса варена 13,65 13,05
Оселедці 7,29 6,81
Масло вершкове 13,79 12,91
Олія соняшникова 5,70 5,58
Молоко 1,99 1,71
Яйця (десяток) 3,94 3,36
Цукор 2,88 2,84
Картопля 1,08 1,35

( коп. за кг)

Дніпропетровськ Запоріжжя Кіровоград Донецьк Луганськ Харків
Картопля 95 101 85 99 120 91
Капуста свіжа 70 66 60 63 70 59
Цибуля ріпчаста 230 233 230 212 200 236
Олія (за літр) 400 371 400 437 360 421
Яловичина 1375 1357 1400 1542 1250 1260
Свинина 1675 1671 1400 1858 1600 1629
Кури (за штуку) 1450 1400 1900 1458 1250 1725
Масло тваринне 1150 1307 1150 1183 1143
Яйця (за десяток) 458 364 380 383 410 393

Таблиця А.2

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

Дніпропетровськ Запоріжжя Кіровоград Донецьк Луганськ Харків
Картопля 105 106 80 116 110 104
Капуста свіжа 78 96 80 80 75 77
Цибуля ріпчаста 169 144 135 142 130 142
Олія (за літр) 543 476 545 566 490 493
Яловичина 1888 1786 2000 2038 1950 1900
Свинина 2325 2314 2150 2492 2150 2286
Кури (за штуку) 1650 1533 1450 1917 1450 1458
Масло тваринне 1225 1414 1450 1240 1373
Яйця (за десяток) 510 468 470 423 455 456

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.
Зернові 0,69 0,80 0,70
Борошняні 1,60 1,66 1,58
Круп’яні 1,64 1,68 1,67
Картопля 2,14 0,81 2,00
Овочі 2,88 2,04 2,39
Фрукти свіжі 4,58 4,33 4,34
Цукор 3, 20 2,68 3, 20
Олія (за літр) 4,86 5,01 4,95
М’ясо та сало 21,61 18,46 21,31
Молоко свіже (за літр) 2,34 1,95 2,16
Масло тваринне 14,00 12,33 13,17
Яйця (за десяток) 3,57 3,99 3,47

Таблиця А.4

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

Грудень Листопад
2005р. 2006р. 2006р.
Зернові 0,69 0,81 0,80
Борошняні 1,60 1,89 1,87
Круп’яні 1,64 2,11 2,09
Картопля 2,14 2,29 2,41
Овочі 2,88 2,75 2,50
Фрукти свіжі 4,58 5,59 5,88
Цукор 3, 20 3,35 3,40
Олія (за літр) 4,86 4,81 4,80
М’ясо та сало 21,61 20,04 20,86
Молоко свіже (за літр) 2,34 2,40 2,23
Масло тваринне 14,00 15,40 14,50
Яйця (за десяток) 3,57 3,46 3,49

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.
Картопля 2,29 2,31 2,23
Капуста свіжа 1,37 2,50 2,44
Цибуля ріпчаста 2,28 2,11 2,05
Буряки 1,39 2,29 2,27
Морква 1,51 3,24 3,17
Огірки свіжі 9,37 7,86 5,68
Огірки солоні 8,90 8,29 8,01
Помідори свіжі 7,40 7,82 5,43
Помідори солоні 8,36 8,35 7,80
Часник 9,93 9,66 9,11
Яблука 4,74 5,00 4,97
Цитрусові 6,15 6,90 6,76
Цукор 3,35 3,40 3,25
Олія (за літр) 4,81 9,47 9,22
Яловичина 20,72 23,60 22,85
Свинина 22,47 26, 20 26,36
Сало свиняче 12,90 12,97 12,96
Молоко свіже (за літр) 2,40 3,46 3,07
Масло тваринне 15,40 21,30 18,42
Сир (творог) 11,43 17,23 15,31
Сметана 9,56 15,32 13,46
Яйця (за десяток) 3,46 5,42 5,23
Мед 14,70 16,68 16,13

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.
Картопля 2,31 2,51 2,50
Капуста свіжа 2,50 1,56 1,47
Цибуля ріпчаста 2,11 1,95 1,83
Буряки 2,29 2,16 2,14
Морква 3,24 2,22 2,35
Огірки свіжі 7,86 11,47 9,67
Огірки солоні 8,29 14,39 14,32
Помідори свіжі 7,82 9,57 6,76
Помідори солоні 8,35 14,58 14,83
Часник 9,66 10,52 10,65
Яблука 5,00 7,17 7,15
Цитрусові 6,90 10,83 10,60
Цукор 3,40 4,05 4,00
Олія (за літр) 9,47 8,49 10,70
Яловичина 23,60 39,38 40,02
Свинина 26, 20 44,07 45,77
Сало свиняче 12,97 29,98 32, 20
Молоко свіже (за літр) 3,46 4,81 4,38
Масло тваринне 21,30 28,89 30,56
Сир (творог) 17,23 21,53 20,75
Сметана 15,32 19,02 18,23
Яйця (за десяток) 5,42 7,86 7,91
Мед 16,68 26,59 27,16

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.
Картопля 2,71 2,54 2,71
Капуста свіжа 2,36 1,54 2,16
Цибуля ріпчаста 2,72 1,94 2,09
Буряки 2,63 2,12 2,61
Морква 4,07 2,50 5,09
Огірки свіжі 4,93 7,50 2,87
Огірки солоні 14,62 14,47 14,55
Помідори свіжі 3,87 4,65 2,90
Помідори солоні 14,80 16,14 14,86
Часник 13,76 10,58 11,18
Яблука 5,56 6,93 5,70
Цитрусові 11,55 10,46 10,62
Олія (за літр) 8,50 12,26 8,39
Цукор 6,30 4,00 6,48
Яловичина 39,52 39,42 39,62
Свинина 45,62 45,89 45,68
Сало свиняче 28,89 32,02 28,79
Молоко свіже (за літр) 4,18 3,83 3,72
Масло тваринне 35,60 27,67 31,91
Сир (творог) 20,83 19,46 20,05
Сметана 20,89 17,37 20,58
Яйця (за десяток) 8, 20 7,38 6,88
Мед 27,15 26,23 27,64

Додаток Б

Таблиця Б.1

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

Січень Лютий Березень Квітень Травень Червень Липень Серпень Вересень Жовтень Листопад Грудень
Україна 400,59 391, 20 415,49 422,58 439,26 476,16 489,50 479,16 498,27 498,34 489,52 550,92
Автономна Республіка Крим 366,05 362,03 382,91 383,26 399,51 442,56 471,37 462,18 477,33 471,38 463,78 528,04
Вінницька 272,65 263,16 287,67 289,28 305,30 347,13 352,00 353,70 378,25 380,31 366,01 406,83
Волинська 262,90 261,56 282,62 281,93 292,07 328,41 344,17 336,70 349,31 353,37 342,73 394,24
Дніпропетровська 471,71 446,23 480,26 489,67 504,33 532,83 557,21 542,40 557,54 562,27 553,33 624,49
Донецька 490,21 475,36 508,44 521,72 527,93 558,27 585,65 563,83 589,65 588,17 576,58 622,34
Житомирська 278,07 270,43 296,81 302,67 312,03 351,98 357,22 344,03 364,33 361,48 356,04 409,10
Закарпатська 307,62 312,65 331,34 336,30 351,61 400,68 406,90 397,06 412,71 410,94 411,72 462,25
Запорізька 476,60 476,91 491,63 504,41 524,50 542,52 565,03 560,15 578,91 588,22 570,48 625,66
Івано-Франківська 344,45 328,07 352,59 354,62 392,17 433,57 428,74 428,70 436,48 428,31 420,83 464,86
Київська 400,81 384,87 423,65 426,85 445,62 487,37 496,87 493,08 499,65 502,37 507,32 550,69
Кіровоградська 292,62 286,87 307,50 317,85 330,04 365,05 376,15 374,25 388,21 387,81 380,65 422,23
Луганська 420,94 415,00 434,01 443,38 457,01 490,54 497,55 489,95 504,56 496,05 491,87 546,52
Львівська 358,00 345,76 375,73 378,25 396,12 434,40 446,85 434,84 459,93 456,36 443,68 499,39
Миколаївська 421,76 412,54 431,68 439,33 441,69 482,62 493,81 478,37 500,22 501,04 483,02 559,77
Одеська 397,57 416,49 410,66 419,55 439,26 480,92 479,42 464,46 479,01 472,51 474,58 530,98
Полтавська 397,46 364,97 380,23 396,93 418,31 443,70 456,03 461,24 479,28 473,46 462,40 514,03
Рівненська 346,84 344,34 359,01 356,11 366,11 392,06 392,62 399,84 415,64 409,23 406,78 500,57
Сумська 325,51 322,63 337,27 342,50 370,81 380,27 406,29 405,98 410,45 414,22 400,90 440,43
Тернопільська 246,45 255,59 268,71 266,72 279,59 332,64 320,01 308,94 334, 20 352,52 332,90 365,49
Харківська 409,25 386,45 404,28 412, 19 433,59 468, 20 475,03 462,57 501,93 490, 19 485,41 535,17
Херсонська 294,77 293,29 309,25 323,38 335,33 359,31 386,36 373,94 393,94 392,65 382,95 423,17
Хмельницька 269,74 273,51 289,29 287,38 301,74 333,26 338,10 333,24 347,21 350,51 339,37 400,12
Черкаська 287,37 275,66 299,34 316,34 328,97 370,12 373,63 367,27 381,59 398,51 386,80 421,25
Чернівецька 279,14 282,09 304,63 305,51 316,15 366,09 359,34 356,72 369,53 375,81 379,95 431,14
Чернігівська 285,36 279,82 298,55 307,65 325,43 363,35 370,13 361,75 368,60 372,59 362,64 403,18
М. Київ 649,69 639,77 688,72 688,71 722,58 792,86 808,05 786,32 809,59 813,69 796,73 950,63
М. Севастополь 443,49 412,36 429,68 446,76 454,27 499,69 513,10 505,15 521,48 519,97 504,01 595,33

Таблиця Б.2

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

Січень Лютий Березень Квітень Травень Червень Липень Серпень Вересень Жовтень Листопад Грудень
Україна 499,66 510,06 545,07 547,90 554,96 601,45 607,97 604, 19 630,82 636,21 644,27 703,77

Автономна

Республіка Крим

470,67 452,56 493,16 499,83 512,62 549,15 565,65 571,46 581,54 583,90 593,33 659,90
Вінницька 349,31 368,77 390,82 396,33 405,26 445,82 454,70 445,71 479,07 483,64 484,60 523,28
Волинська 332,88 347,08 382,46 380,67 387,39 425,31 423,05 421,88 449,58 450,79 455,01 490,60
Дніпропетровська 571,04 589,12 620,30 627,75 626,67 666,88 693,39 676,32 708,18 719,21 723,23 782,78
Донецька 611,11 612,56 657,73 662,66 667,25 712,37 730,04 730,09 771,75 784,07 793,51 811,83
Житомирська 352,22 367,62 403,38 405,14 413,83 462,49 448,23 438,62 472,79 464,44 477,91 523,61
Закарпатська 384, 19 415,63 443,11 442,46 450,50 503,38 504, 19 493,60 516,63 520,40 517,96 583,35
Запорізька 582,27 575,60 635,80 648,39 646,55 678,48 696,67 680,56 708,52 712,43 717,13 776,93
Івано-Франківська 425,59 438,89 470,99 471,80 483,80 532,27 522,50 551,82 544,15 548,24 547,52 599,68
Київська 514,23 499,77 552,22 554,24 566,91 616,32 612,00 614,86 636,78 628,71 649,48 701,43
Кіровоградська 364,78 381,38 410,09 417,43 425,37 464,58 471,12 480,76 499,56 501,36 509,06 546,24
Луганська 501,68 518,11 554,84 547,57 573,57 587,88 611,11 623,46 643,34 646,96 657,16 691,88
Львівська 440,16 456,50 493,18 485,09 490,16 545,67 544,07 526,25 570,68 561,85 561,37 613,30
Миколаївська 488,88 493,08 518,12 543,06 532,43 575,95 585,71 569,48 598,67 606,28 614,24 684,50
Одеська 489,79 517,08 527,21 525,95 543,97 563,64 582,40 579,85 590,32 596,87 608,95 681,21
Полтавська 474, 20 508,12 514,62 513,00 513,97 567,75 574,98 585,50 603,22 604,51 604,27 664,93
Рівненська 415,32 422,03 476,45 477,71 477,33 497,75 513,83 505,25 543,41 574,07 548,84 630,22
Сумська 395,41 413,27 440,30 438,00 444,59 477,42 492,62 508,63 504,22 507,40 516,02 552,33
Тернопільська 318,41 337,31 357,72 362,88 367,99 432,52 379,99 380,88 419,34 431,46 439,46 473,66
Харківська 492,66 507,44 521,40 530,32 528,66 586,11 577,77 572,24 619,01 607,29 619,00 669,89
Херсонська 366,41 377,38 409,95 414,44 424,91 457,05 468,26 458,91 495,27 496,14 497,23 546,39
Хмельницька 346,34 344,18 378,28 387,09 397,69 438,68 435,07 445,37 450,69 455,50 455,63 510,81
Черкаська 375,39 387,38 419,38 427,12 435,86 479, 19 485,62 480,02 501,67 520,26 514,62 554,27
Чернівецька 363,84 377,50 410,09 406,62 413,36 460,11 456,27 440,99 470,42 478,54 493,97 539,92
Чернігівська 349,26 363,06 406,39 401,17 411,90 466,33 451,42 463,66 479,46 470,61 484,12 521,79
М. Київ 840,72 840,68 898,00 889,34 903,11 1009,84 1001,41 983,10 997,34 1019,73 1041,31 1217, 20
М. Севастополь 516,15 529,95 545,79 571,69 553,86 590,36 598,74 593,30 632,81 621,12 637,58 728,21

Таблиця Б.3

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

Січень Лютий Березень Квітень Травень Червень Липень Серпень Вересень Жовтень Л истопад Г рудень
Україна 640,86 666,76 722,01 733,73 764,29 823,10 837,45 831,06 856,02 882,10 896,58 1019,71
Автономна Республіка Крим 575,97 582,90 647,62 651,58 697,95 739,41 778, 20 771,17 791,35 800,83 812,59 922,32
Вінницька 456,40 478,09 525,58 536,75 559,97 613,16 625,85 626,10 652,25 677,91 677,75 786,71
Волинська 450,13 462,26 503,64 525,72 556,56 604,48 620,48 619,73 630,37 666,65 684,44 773,62
Дніпропетровська 771,09 736,82 823,75 858,97 879,98 918,91 954,87 943,60 974,76 990,44 998,10 1117,12
Донецька 784,69 801,01 908,91 889,15 914,90 969,15 986,38 998,85 1026,93 1041,97 1067,62 1157,95
Житомирська 460,78 486,52 530,82 545,33 569,64 650,41 632,84 610,67 637,29 670,94 683,02 775,81
Закарпатська 502,16 534,71 594,62 593,64 623,58 683,47 696,72 675,33 724,55 726,38 759,83 899,66
Запорізька 721,51 735,01 795,78 793,72 849,83 865,80 895,84 883,05 905,86 932,73 936,36 1027,10
Івано-Франківська 555,46 601,63 644,07 652,66 674,55 761,11 751,33 778,64 756,69 775,44 778,14 907,77
Київська 651,70 675,10 719,28 743,92 760,95 816,91 850,69 848,92 856,09 912,28 901,11 1019,92
Кіровоградська 488,34 501,38 539,44 565,12 592,91 633,64 663,96 656,46 669,59 694,87 706,28 800,82
Луганська 642,87 670,49 741,59 734,16 778,71 812,86 836,33 844,50 874,81 869,54 891,75 982,60
Львівська 548,39 601,86 641,76 648,73 675,73 737,97 741,74 743,24 765,68 784,13 787,34 891,37
Миколаївська 612,47 636,76 680,59 674,18 719,00 763,70 779,90 740,56 791,90 795,89 825,62 943,85
Одеська 640,02 647,75 688,24 685,48 739,87 791,65 794,39 773,39 804,79 832,54 845,76 981,77
Полтавська 606,92 672,34 663,26 691,11 712,29 762,91 801,77 812,90 798,32 814,36 832,06 940,32
Рівненська 561,07 585,71 630,97 629,74 646,02 685,72 700,98 684,30 700,04 753,46 762,55 886,40
Сумська 507,40 533,21 595,33 599,82 632,66 685, 20 701,83 718,63 702,33 744,12 744,12 814,04
Тернопільська 414,87 447,72 478,31 502,87 516,08 614,86 547,74 540,10 588,79 627,22 637,35 749,13
Харківська 596,08 650,06 671,00 691,77 713,98 771,66 787,54 784,98 813,34 840,69 850,52 945,93
Херсонська 476,36 502,30 541,92 564,17 595,48 649,98 661,32 635,68 670,07 706,86 704,54 799,75
Хмельницька 454,21 473,53 507,72 523,51 548,83 598,77 608,30 600,60 613,26 640,91 661,74 791,46
Черкаська 486,32 507,77 561,57 582,64 614,27 654,53 681,57 674,05 694,94 727,68 732,51 799,63
Чернівецька 476,82 494,23 540,84 551,69 576,62 627,63 662,08 641,64 670,45 694,66 704,30 823,82
Чернігівська 454,65 478,98 532,84 539,72 570,04 637,88 641,93 651,37 643,92 666,93 681,41 741,93
М. Київ 1024,76 1099,85 1142,50 1189, 19 1224,76 1382,40 1361,43 1324,64 1368,02 1423,77 1450,36 1755,08
М. Севастополь 630,85 689,21 711,04 725,89 762,45 806,79 833,12 796,99 861,11 876,34 882,50 1071,17

Таблиця Б.4

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

Січень Лютий Березень Квітень Травень Червень Липень Серпень Вересень Жовтень Листопад Грудень
Україна 864,91 904,62 986,65 984,29 1002,88 1063,59 1078,86 1073,10 1086,58 1088,07 1103,90 1277,06
Автономна Республіка Крим 767,92 792,21 886,60 905, 20 917,03 976,45 1001,69 1004,73 1000,30 988,32 1004,71 1173,86
Вінницька 626,16 673,28 732,73 734,04 760,86 815,66 836,25 839,27 843,64 849,47 862,39 975,12
Волинська 632,21 656,07 734,31 720,27 747,00 806,68 814,89 795,94 808,35 813,80 826,31 951,23
Дніпропетровська 990,14 999,87 1122,37 1073,21 1130,56 1145,32 1183,88 1166,73 1179,43 1177,50 1194,08 1344,43
Донецька 1040,45 1054,75 1168,56 1120,60 1160,65 1227,47 1225,06 1237,69 1263,34 1252,99 1277,71 1424,64
Житомирська 631,48 671,90 745,08 740,97 764,64 844,08 835,76 809,43 851,18 824,62 842,55 980,93
Закарпатська 704,67 753,03 808,65 804, 19 834,30 903,87 916,95 900,51 928,29 907,05 916,99 1070,45
Запорізька 935,82 968,55 1049,25 1016,32 1050,82 1102,80 1124,51 1112, 20 1143,70 1154,63 1156,68 1301,23
Івано-Франківська 757,46 802,14 880,29 912,96 888,99 949,40 977,43 985,79 983,27 953,24 951,12 1072,13
Київська 860,31 912,55 997,07 1005,41 1022,92 1071,97 1094,77 1113,22 1111,88 1103,57 1140,08 1283,96
Кіровоградська 660,87 698,72 763,69 771,28 789,40 823,10 873,14 861,00 869,40 873,01 868,95 1011,21
Луганська 875,99 901,87 975,32 970, 19 991,68 1032,88 1055,03 1054,57 1069,89 1074,26 1088,45 1192, 19
Львівська 749,31 802,33 866,81 874,09 891,24 944,16 972,94 959,57 984,41 962,43 972,51 1117,12
Миколаївська 846,12 860,38 897,81 890,61 912,53 965,25 1003,74 966,22 993,45 991,24 987,59 1191,32
Одеська 805,73 849,74 912,21 913,67 950,38 999,03 999,72 978,32 1009,83 990,71 1008,64 1196,30
Полтавська 792,23 842,07 890,82 918,51 906,72 961,58 1004,98 1023,16 1009, 19 1010,29 1006,73 1181,50
Рівненська 751,66 780,74 882,41 829,63 845,95 911,23 909,67 889,74 904,13 920,08 914,70 1124,47
Сумська 713,93 746,42 806,72 824,75 830,64 869,96 897,99 923,62 892,54 900,95 897,45 1001,93
Тернопільська 587,93 622,31 702,98 682,31 703,56 818,04 731,16 723,12 747,51 768,13 782,44 907,74
Харківська 804,02 858,15 909,65 917,53 932,17 993,52 1012,27 1018,10 1032,86 1026,16 1027,07 1169,65
Херсонська 644,25 682,90 743,24 761,82 769,01 838,10 843,48 812,08 838,49 839,95 843,71 988,44
Хмельницька 640,36 678,97 751,45 725,53 747,64 812,88 829,86 814,37 825,87 837, 19 845,81 1023,61
Черкаська 682,71 713,39 788,13 793,92 817,43 867,25 888,47 874,09 889,83 909,62 913,24 1033,04
Чернівецька 660,04 686,99 775,67 771,91 785,14 839,82 848,48 860,68 847,09 855,64 857,42 1037,75
Чернігівська 636,37 655,50 757,83 750,53 767,41 813,95 836,46 833,81 827,69 825,51 827,92 957,63
М. Київ 1399,37 1509,82 1599,92 1687,51 1646, 19 1784,64 1784,44 1763,74 1756,47 1805,61 1855,44 2256,88
М. Севастополь 834,17 866,74 953,27 977,42 964,78 1028,97 1031,02 1022,55 1063,21 1030,52 1052,76 1243,38

Таблиця Б.5

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

Назва регіонів Січень Лютий Березень Квітень Травень Червень Липень Серпень Вересень Жовтень Листопад Грудень
Україна 1112 1142 1230 1224 1277 1368 1421 1398 1426 1475 1485 1675
Автономна Республіка Крим 1002 1007 1062 1081 1150 1250 1311 1303 1299 1333 1345 1493
Вінницька 822 851 887 916 953 1064 1114 1069 1093 1176 1157 1273
Волинська 825 835 870 892 942 1054 1098 1065 1083 1118 1124 1257
Дніпропетровська 1229 1240 1477 1402 1453 1448 1520 1474 1489 1543 1543 1682
Донецька 1280 1330 1405 1402 1464 1561 1582 1584 1649 1655 1696 1840
Житомирська 830 856 904 913 972 1116 1112 1071 1118 1143 1138 1278
Закарпатська 884 925 964 987 1016 1119 1176 1143 1183 1204 1189 1370
Запорізька 1166 1186 1268 1295 1309 1391 1474 1434 1473 1521 1518 1694
Івано-Франківська 988 997 1039 1067 1138 1231 1285 1279 1246 1294 1260 1412
Київська 1117 1149 1241 1234 1285 1384 1438 1436 1448 1492 1520 1671
Кіровоградська 865 891 912 943 982 1068 1155 1106 1109 1190 1173 1287
Луганська 1119 1138 1203 1222 1278 1319 1386 1380 1387 1445 1452 1553
Львівська 953 997 1063 1047 1109 1203 1258 1240 1265 1312 1296 1447
Миколаївська 1007 1012 1109 1122 1127 1219 1282 1244 1258 1287 1305 1492
Одеська 1061 1061 1102 1090 1165 1257 1274 1247 1270 1320 1345 1536
Полтавська 1025 1072 1094 1122 1151 1231 1317 1280 1321 1356 1368 1580
Рівненська 907 954 1058 1055 1056 1142 1189 1157 1173 1213 1217 1491
Сумська 913 928 966 988 1057 1094 1186 1189 1150 1213 1208 1306
Тернопільська 760 788 820 833 867 1007 1018 964 988 1044 1068 1191
Харківська 1029 1078 1123 1129 1173 1254 1317 1292 1330 1365 1373 1559
Херсонська 826 854 891 912 954 1072 1092 1044 1078 1113 1124 1271
Хмельницька 831 857 924 944 972 1091 1100 1076 1103 1153 1146 1357
Черкаська 879 924 953 970 1018 1117 1155 1121 1148 1218 1200 1332
Чернівецька 859 876 911 947 979 1091 1131 1096 1116 1130 1147 1341
Чернігівська 820 823 898 901 962 1053 1110 1096 1079 1119 1130 1231
М. Київ 1865 1911 2115 2040 2122 2302 2374 2353 2410 2526 2540 3038
М. Севастополь 1065 1100 1160 1163 1227 1315 1373 1340 1392 1413 1445 1638

Таблиця Б.7

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

Назва регіонів Січень Лютий Березень Квітень Травень Червень Липень Серпень Вересень Жовтень Листопад Грудень
Україна 1521 1633 1702 1735 1774 1883 1930 1872 1916 1917 1823 2001
Автономна Республіка Крим 1328 1432 1505 1521 1589 1715 1729 1679 1708 1717 1643 1776
Вінницька 1149 1268 1270 1299 1362 1461 1518 1463 1492 1549 1473 1587
Волинська 1162 1215 1287 1298 1371 1455 1492 1451 1450 1490 1415 1522
Дніпропетровська 1622 1784 1810 1843 1860 1952 2009 1964 1983 1959 1810 1936
Донецька 1745 1873 1916 1937 1999 2126 2164 2151 2218 2096 1934 2035
Житомирська 1155 1238 1289 1319 1387 1511 1524 1463 1516 1504 1436 1568
Закарпатська 1188 1279 1331 1359 1415 1511 1556 1488 1552 1572 1515 1720
Запорізька 1547 1643 1742 1788 1785 1879 1960 1883 1923 1906 1787 1932
Івано-Франківська 1289 1370 1422 1435 1551 1655 1634 1615 1642 1651 1573 1718
Київська 1545 1657 1764 1754 1874 1913 1958 1925 1950 1978 1906 2039
Кіровоградська 1204 1299 1305 1348 1395 1480 1570 1490 1519 1543 1452 1555
Луганська 1509 1618 1665 1706 1747 1821 1879 1854 1922 1884 1772 1870
Львівська 1295 1414 1499 1488 1537 1616 1669 1619 1676 1682 1607 1765
Миколаївська 1370 1429 1497 1552 1567 1661 1712 1630 1677 1743 1701 1962
Одеська 1403 1458 1528 1519 1599 1691 1705 1625 1690 1772 1657 1982
Полтавська 1429 1511 1529 1591 1621 1725 1793 1765 1797 1781 1617 1797
Рівненська 1236 1317 1485 1482 1485 1608 1604 1517 1587 1593 1566 1817
Сумська 1221 1346 1355 1378 1454 1497 1601 1572 1554 1598 1517 1624
Тернопільська 1073 1161 1214 1228 1270 1394 1373 1321 1371 1419 1410 1595
Харківська 1405 1537 1545 1605 1626 1726 1784 1738 1802 1802 1719 1874
Херсонська 1127 1217 1279 1288 1323 1453 1460 1400 1435 1515 1435 1608
Хмельницька 1175 1264 1329 1351 1382 1525 1518 1478 1482 1518 1493 1650
Черкаська 1212 1292 1342 1373 1428 1529 1600 1567 1550 1582 1495 1577
Чернівецька 1148 1226 1295 1316 1349 1477 1479 1437 1490 1523 1500

Таблиця Б.8

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

Назва регіонів Січень Лютий Березень Квітень Травень Червень Липень Серпень Вересень
Україна 1665 1723 1818 1845 1851 1980 2008 1919 1964
Автономна Республіка Крим 1467 1484 1565 1623 1659 1785 1822 1766 1821
Вінницька 1283 1341 1384 1438 1469 1587 1624 1538 1572
Волинська 1253 1268 1351 1348 1383 1527 1548 1464 1487
Дніпропетровська 1726 1769 1824 1925 1890 2022 2065 2003 2027
Донецька 1840 1940 2035 2013 2035 2174 2196 2136 2193
Житомирська 1269 1313 1382 1410 1472 1626 1602 1510 1554
Закарпатська 1322 1387 1439 1467 1527 1637 1685 1579 1677
Запорізька 1618 1662 1812 1823 1794 1910 1943 1851 1884
Івано-Франківська 1432 1518 1557 1549 1626 1740 1717 1689 1667
Київська 1736 1811 1894 1905 1930 2078 2104 2009 2039
Кіровоградська 1303 1366 1422 1477 1510 1604 1649 1573 1582
Луганська 1663 1718 1799 1817 1814 1919 1943 1880 1918
Львівська 1434 1518 1569 1608 1624 1740 1774 1688 1741
Миколаївська 1559 1614 1765 1804 1743 1860 1893 1793 1854
Одеська 1571 1581 1658 1680 1719 1835 1886 1766 1816
Полтавська 1530 1597 1628 1636 1657 1774 1832 1754 1787
Рівненська 1377 1407 1562 1595 1563 1688 1692 1633 1634
Сумська 1404 1431 1505 1526 1565 1615 1689 1678 1630
Тернопільська 1207 1267 1313 1339 1382 1535 1512 1443 1435
Харківська 1558 1651 1691 1739 1745 1859 1915 1810 1882
Херсонська 1275 1329 1403 1428 1474 1559 1593 1477 1531
Хмельницька 1300 1334 1441 1481 1485 1618 1645 1560 1541
Черкаська 1363 1382 1452 1468 1523 1598 1610 1533 1565
Чернівецька 1312 1355 1436 1437 1481 1627 1630 1554 1569
Чернігівська 1257 1295 1440 1385 1455 1586 1566 1523 1499
М. Київ 2794 2864 3101 3147 3066 3283 3320 3126 3250
М. Севастополь 1664 1690 1800 1793 1886 1984 1921 1869 1908

Таблиця Б.9

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

Одиниці виміру Роки Середній розмір призначеної місячної пенсії пенсіонерам, які перебувають на обліку в органах Пенсійного фонду Кількість пенсіонерів (млн)
Всього У тому числі:
За віком За інвалідністю У разі втрати годувальника
Крб. 1991 103,6 109,7 58,0 13,1
1992 539,6 554,8 423,6 13,6
1993 9735 10204 10469 6304 14,2
Тис. крб. 1994 292,1 306,9 317,4 185,5 14,5
1995 1156 1174 1368 809 14,5
Грн. 1996 38,7 38,8 45,6 33,2 14,5
1997 51,9 50,8 67,3 43,6 14,5
1998 52,2 50,9 68,6 43,5 14,5
1999 60,7 60,1 75,9 47,8 14,5
2000 68,9 69,3 82,3 52,0 14,5
2001 83,7 85,2 94,5 61,0 14,4
2002 122,5 127,1 129,7 85,5 14,4
2003 136,6 141,8 142,4 95,9 14,4
2004 182,2 194,2 170,9 120,2 14,3
2005 316,2 323,8 305,2 262,9 14,1
2006 406,8 417,7 393,2 302,8 14,0
2007 478,4 497,0 435,8 339,3 13,9
2008 751,4 798,9 598,2 474,3 13,8
2009 898,4 942,7 742,7 647,0 13,7

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