Статистичні індекси та їх значення в економічних дослідженнях

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 підґрунтя 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 обґрунтовується 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 обґрунтовану 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 q₁ і q₀ - 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;

y₁ - початковий рівень ряду динаміки.

Індекс (темп) 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 р₁ і р₀ можуть застосовуватися дані про кількість реалізації товарів у поточному періоді q₁ При множенні q₁ на величини, які індексуються в чисельнику індексного відношення утвориться значення p₁q₁, тобто сума вартості продажу товарів у поточному періоді за цінами того ж поточного періоду. У знаменнику індексного відношення утвориться значення p₀q₁, тобто сума вартості продажу товарів у поточному періоді за цінами базисного періоду. 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 р₁ і р₀ можуть застосовуватися дані про кількість реалізації товарів у базисному періоді q₀. При цьому множення q₀ на величини, що індексуються в чисельнику індексного відношення утворить значення p₁q₀, тобто суму вартості продажу товарів у базисному періоді за цінами поточного періоду. У знаменнику індексного відношення утвориться значення p₀q₀тобто 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) = ∑p₁q₁ - ∑p₀q₀, (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 (∑p₁q₁) і розрахунковою вартістю продажу цих же товарів за базисними цінами (∑р₀q₁).

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

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

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 x₀; приріст за рахунок інтенсивного фактора x дорівнює приросту самого інтенсивного фактора, помноженому на рівень екстенсивного фактора в звітному періоді w₁.

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

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 × b × c × 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 ×Ib ×Ic ×Id.

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

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:

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:

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.

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, #"#">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	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.	Листопад 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
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.	Листопад 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.	Вересень 2009р.

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	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	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	Листопад	Грудень
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	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	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
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
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	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:
		всього	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
Тис. крб.	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	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

Статистичні індекси та їх значення в економічних дослідженнях

Похожие работы на - Статистичні індекси та їх значення в економічних дослідженнях