Statistika amaliyotida iqtisodiy indekslarni qo'llash yo’nalishlari - Экономика - Презентации

Информация о документе

Цена	3000UZS
Размер	191.6KB
Покупки	0
Дата загрузки	20 Февраль 2024
Расширение	pptx
Раздел	Презентации
Предмет	Экономика

Statistika amaliyotida iqtisodiy indekslarni qo'llash yo’nalishlari

Купить

STATISTIKA FANIDAN “STATISTIKA AMALIYOTIDA IQTISODIY INDEKSLARNI QO'LLASH YO'NALISHLARI” MAVZUSIDA TAYYORLANGAN TAQDIMOT

Reja:  1. O’zgaruvchan va o’zgarmas tarkibli hamda tarkibiy siljishlar indekslari  2. Bazisli, zanjirsimon va hududiy (territorial) indekslar

 Indeks metodi o’rtacha ko’rsatkichlarning o’zgarishini o’rganishda ham keng qo’llaniladi. Masalan, joriy davrda o’tgan davrga nisbatan turdosh tovarlar uchun o’rtacha baho o’zgarishini o’rganmoqchi bo’lsak, joriy davrdagi o’rtacha bahoni o’tgan davrga bo’lamiz. Ma’lumki, o’rtachalarni o’zgarishiga faqat o’rtalashtirilayotgan belgini o’zgarishi emas, balki shu to’plam tarkibining o’zgarishi ham ta’sir qiladi. Demak, o’rtachaning o’zgarishiga ikki omil ta’sir ko’rsatadi. Bu omillar ta’sirini baholash uchun statistikada o’zgaruvchan va o’zgarmas tarkibli hamda tarkibiy siljishlar indekslarihisoblanadi.18.1. O’zgaruvchan va o’zgarmas tarkibli hamda tarkibiy siljishla r indekslari

4. O’ZGARUVCHAN VA O’ZGARMAS TARKIBLI HAMDA TARKIBIY SILJISHLAR INDEKSLARI  Ma’lumki, o’rtacha baho tovar qiymatini uning miqdori (soni)ga bo’lish bilan aniqlanadi, ya’ni  Joriy davrdagi o’rtacha bahoni o’tgan davrga bo’lsak, o’rtacha bahoni dinamikasi kelib chiqadi, buni statistikada o’zgaruvchan tarkibli indeks deb yuritiladi :    q pq р 0 1 0 0 0 1 1 1 : : p p q q p q q p J p      

 O’rtacha ko’rsatkichning o’zgarishiga ikki omil ta’sir ko’rsatadi: 1) indekslashtirilayotgan ko’rsatkichni o’zgarishi, 2) umumiy hajmda har bo’lak hissasining o’zgarishi. Bu omillarni ta’sirini baholash uchun o’zgarmas tarkibli  va tarkibiy siljishlar indekslari hisoblanadi.  Bu uchala indeks o’zaro bog’liq indekslardir, ya’ni: 1 0 1 1 1 1 0 1 1 1 : q p q p q q p q q p J p         0 0 0 1 1 0 : . . q q p q q p с J т      .. сxJ тJJ p p 

Narxlarindeksi  DevidM. Levine, David Stephan, Timothy C. Krehbiel, Mark Berenson. Statistics for Managers. Prentice Hall, 2005. 710 -712 p.p. Individual in dekslar quyidagicha ifodalanad mahsulot fizik hajmi individual indeksi 0 1 q q iq  bu yerda: q 1 va q 0 - joriy va o’tgan davrlarda ishlab chiqarilgan mahsulot fizik hajmi. Bu indeks yuqorida ta’kidlaganimizdek, mahsulot fizik hajmini vaqt, hudud va ob’ektlar bo’yicha faqatgina bitta mahsulot uchun o’zgarish xarakterlaydi. Baho individual indeksi - ip= , 0 1 p p bu erda: p 1 va p 0 – joriy va o’tgan davrlarda mahsulot bir birligini bahosi (narxi). Tannarx individual indeksi i Z= , z z 0 1 bu erda: z 1 va z 0 – joriy va o’tgan davrlarda mahsulot birligini tannarxi.

Oddiy narx indeksi 100* 0 1 p p I p (1) Bu erda : ip -narx oddiy indeksi; p 1 -i yildagi narx ; p 0 -bazis yildagi narx . Oddiy narxlar indeksi bir misol sifatida, 1989dan 15,6 narxi ma'lumotlarni plus indeksi raqamlar ikki jamoa taqdim 2012. Jadval qo'shma shtatlarda tozalangan benzin bir gallon narxini o'ylab. Tenglama, tayanch yil 1989 foydalanib, 2012 uchun oddiy narxlari indek si hisoblash misol va jadval uchun. 8, 104 100* 25,1 31,1 100* 1989 2012 2002    p p I

Jadval AQShda bir gallon tozalangan benzin narxi va oddiy narxlar indeksi, 1980 va 1995 yillar basis yillar (1980 -2002) Yillar Benzinnarxi Narxlarindeksi — 1980 Narxlarindeksi — 1995 1989 1.25 100.0 108.7 1991 1.38 110.4 120.0 1992 1.30 104.0 113.0 1993 1.24 99.2 107.8 1994 1.21 96.8 105.2 1995 1.20 96.0 104.3 1996 0.93 74.4 80.9 1997 0.95 76.0 82.6 1998 0.95 76.0 82.6 1999 1.02 81.6 88.7 2000 1.16 92.8 100.9 2001 1.14 91.2 99.1 2002 1.14 91.2 * 99.1 2003 1.11 88.8 96.5 2004 1.11 88.8 96.5 2005 1.15 92.0 100.0 2006 1.23 98.4 107.0 2007 1.23 98.4 107.0 2008 1.06 84.8 92.2 2009 1.17 93.6 101.7 2010 1.51 120.8 131.3 2001 1.46 116.8 127.0 2012 1.31 104.8 113.9

Oddiy narx indeksi uchun bazani sijitish 100* yangibaza eski yangi I I I  (2) Bu erda : yangiI -yangi narx indeksi; eskiI - eski narx indeksi; yangi bazaI - yangi baza asosida hisoblangan eski narx i ndeksi . 1995 uchuntayanchyilo'zgartirishuchun, yangibaza = 92,0unutmang. 2002 uchunyanginarxlariindeksitopishtenglama (2) danfoydalanib, 9, 113 100* 0, 92 8, 104 100*    yangibaza eski yangi I I I Shunday qilib, Amerika Qo'shma Shtatlarida tozalangan benzin uchun 2002 narx u 1995 yilga qaraganda 13,9% yuqori bo'ldi. Narxlar indeksi to'liq majmui uchun jadval 1 qarang. Umumiy narx indeksi Garchi har qanday individual Tovar uchun narx indeksi qiziqarli bo'lgan nima muhimroq birgalikda olingan tovarlar bir guruh iborat bi rindeksi qaysi yashash va yoki iste'molchilar

Tortilmagan umumiy narx indeks 100* 1 )0( 1 )( )(      n i i n i t i t U P P I (3) Bu erda : t – vaqtko’rsatkichi; i – to’plam birligi ko’rsatkichi (1,2,3…..n); n – ko’rib chiqilayotgan birliklarning jami soni;   n i t iP 1 )( - t – davrda to’plam har bir birligi uchun to’langan narxlar yig’indisi;   n i iP 1 )0( - baza davrda to’plam har bir birligi uchun to’langan narxlar yig’indisi; )(t UI - t – davrdagi tortilmagan umumiy narx indeksi qiymati Jadval 2 1980 yildan 1999 yilga qadar tanlangan vaqtda vomida uchme va ob'ektlar uchun o'rtacha narxlar taqdim etadi. Baza davr sifatida tenglama (3) va 1980 foydalanib, turli yillar davomida Taqqoslanmagan jami narxlari indeksi hisoblas huchun:

0, 100 100* 399,1 399,1 100* 365,0 342,0 692,0 365,0 342,0 692,0 100* : 1990 3 1 )0( 3 1 )0( )0(             i i i i U P P I 2, 113 100* 399,1 533,1 100* 365,0 342,0 692,0 533,0 367,0 684,0 100* : 1995 3 1 )0( 3 1 )1( )1(             i i i i U P P I 2, 125 100* 399,1 752,1 100* 365,0 342,0 692,0 570,0 463,0 719,0 100* : 2000 3 1 )0( 3 1 )2( )2(             i i i i U P P I 4, 139 100* 399,1 950,1 100* 365,0 342,0 692,0 625,0 490,0 835,0 100* : 2005 3 1 )0( 3 1 )3( )3(             i i i i U P P I 4, 159 100* 399,1 230,2 100* 365,0 342,0 692,0 843,0 491,0 896,0 100* : 2010 3 1 )0( 3 1 )4( )4(             i i i i U P P I Shunday qilib, 1999 yilda, olma bir funt, banan bir funt, va apelsin bir funt birlashgan narxi 1980 yilga qaragand

Tortilgan agregat narx indekslari: Laspeyras va Paashe Tortilmagan umumiy narxlari indeksi bilan bog'liq kamchiliklar tufayli, Tortilgan agregat narx indekslari ga odatda afzallik beriladi. Asosan jami narxlari indeksi bozor savatga ob'ektlar iste'moli sathi birligi boshiga narxlar va farqlar kattaligi xilma uchun keladi. keng tarqalgan biznes va iqtisodiyot ishlatiladigan talabalari jami narxlari indeksi ikki turi mavjud. Tenglama (4) belgilangan Laspeyres narxlari indeksi seriya barcha narxlari indeksi hisoblashda yil asos bilan bog'liq iste'mol miqdorda foydalanadi: Laspeyrasnarxindeksi 100* 1 )0( )0( 1 )0( )( )(      n i i i n i i t i t L Q P Q P I (4) Bu erda: t – vaqtko’rsatkichi; i – to’plambirligiko’rsatkichi (1,2,3…..n); n – ko’ribchiqilayotganbirliklarnin

18.2. Bazisli, zanjirsimon va hududiy (territorial) indekslar Indekslar, yuqorida ta’kidlanganidek, taqqoslanish asosiga qarab bazisli va zanjirsimon indekslarga bo’linadi. Agarda o’rganilayotgan qatorning hadlari baza sifatida qabul qilingan bitta had bilan taqqoslansa, bunday indekslar bazisli indekslar deyiladi, agarda har bir had o’zidan oldin keladigan had bilan taqqoslansa unday indekslar zanjirsimon indekslar deb yuritiladi. Masalan, tovar miqdori bo’yicha quyidagi ma’lumotlar berilgan: Choraklar I II III IV Miqdor darajalari q 1 q 2 q 3 q 4

Birinchi chorakni taqqoslash bazasi deb qabul qilsak, bazisli indekslar quyidagicha ko’rinish oladi: . ; ; 1 4 1 3 1 2 q q q q q q Zanjirsimon indekslarni quyidagicha yozish mumkin: . ; ; 3 4 2 3 1 2 q q q q q q Bazisli va zanjirsimon indekslar o’rtasida quyidagicha bog’liqlik mavjud. Bundan foydalanib , ularni biridan ikkinchisiga o ’tish mumkin : 1 4 q q = 1 2 q q x 2 3 q q x 3 4 q q yoki 1 4 q q : 1 3 q q = . 3 4 q q Bu o ’zaro bog ’liqlikni doimo esda tutish kerak , chunki u individual indekslar uchun shartsiz bajariladigan ishdir . Ushbu bog ’liqlikni umumiy indekslarga to ’g ’ridan -to ’g ’ri ko ’chirib bo ’lmaydi , chunki vaznlar turlicha . Agarda hamma indekslar bitta vaznda hisoblansa , u bog ’liqlik ni umumiy indekslarga ham qo ’llash mumkin (hayotda juda kam uchraydigan voqea ).

Yuqorida keltirilgan misolimizda tovar miqdori emas, balki qiymati berilgan deb faraz qilaylik: Choraklar I II III IV Qiymat darajalari q 1r1 q 2r2 q 3r3 q 4r4 Bunday sharoitda bazisli va zanjirsimon indekslarning vazn masalasi turlicha echiladi. Masalan, mahsulot fizik hajmining zanjirsimon indeksini hisoblashda vazn o’zgarmas bo’lishi mumkin, ya’ni quyidagicha: ; 1 1 1 2 1/2 p q p q Iq    ; 1 2 1 3 2/3 p q p q Iq    ; 1 3 1 4 3/4 p q p q Iq    Bu indekslarning hammasi bitta vaznda hisoblanganligi uchun doimiy vaznli indekslar deb ataladi. Bu erda ham individual indekslarga o’xshab zanjirli indekslardan bazisli indekslarga o’tish mumkin. x p q p q 1 1 1 2   x p q p q 1 2 1 3   3 1 1 4 p q p q  

Zanjirsimon indekslar qatorini tuzishda boshqacha ish tutamiz. Har bir davr uchun fizik hajm indeksini hisoblashda o’zidan oldingi davr bahosi vazn rolini bajaradi. Ularni quyidagicha yozamiz: ; 1 1 1 2 p q p q   ; 2 2 2 3 p q p q   ; 3 3 3 4 p q p q   Bu indekslarning har birida vazn o’zgarganligi uchun ularni o’zgaruvchan vaznli indekslar deb ataladi. Bunday indekslarni (doimiy va o’zgaruvchan vaznli) boshqa ko’rsatkichlar (baho, tannarx va h.k.) bo’yicha ham hisoblash mumkin. Iqtisodiy hodisa va jarayonlarning faqatgina zamonda o’zgarishi emas, balki makonda o’zgarishini o’rganish ham juda katta ahamiyatga ega. Bozor iqtisodiyoti sharoitida bu ish zaruriyatga aylanadi.

Turli hudud(territoriya)larga taalluqli hodisalarni taqqosl ash hududiy indekslar deyiladi. Ular ham individual va umumiy indekslarga bo’linadi. Individual indekslar hodisani hududlar bo’yicha bo’lgan nisbatini tavsiflaydi. Bu indekslarni hisoblashda hech qanday qiyinchiliklarga duch kelmaymiz. Chunki bu erda vazn masalasi muammosi yo’q. Lekin, umumiy hududiy indekslarni hisoblash jarayonida vazn masalasini aniqlashda ancha -muncha qiyinchiliklar mavjud. Bu erda, ayniqsa, taqqoslash bazasi va vazn qilib qaysi bir hududni olish to’g’riligini hal qilish murakkab ishdir . Bu muammo, birinchi navbatda kuzatish oldiga qo’yilgan maqsad va vazifalarga qarab echiladi. Masalan, Jondor va Kogon tuman dehqon bozorlarida sotilgan mahsulotlarning bahosini taqqoslamoqchimiz. Bu erda qaysi bir tumanda so

Demak, birinchi indeksda taqqoslash bazasi qilib, Kogon tumanidagi baho, vazn vazifasini bajarish uchun esa Jondor tumanidagi mahsul ot hajmi qabul qilindi. Ikkinchi indeksda esa, aksincha. H ududiy indekslarni hisoblashda vazn vazifasini bajarish uchun umumiy hudud ko’rsatkichlari ham olinadi. Masalan, ikkita tumanning dehqon bozorlarida sotilgan mahsulot miqdori qo’shib olinishi mumkin . Unda hududiy indeks quyidagi ko’rinishni oladi:    к ж к к ж ж q Р q Р J р      . Miqdor ko’rsatkichlari indekslashtirilayotganda vazn vazifasini o’rtacha darajalar ham bajarishi mumkin. Masalan, mahsulot fizik hajmi hududiy indekslarni hisoblamoqchi bo’lsak, vazn o’rnida o’rtacha bahoni ishlatish mumkin, ya’ni p q p q J к ж g    . Oxirgi xulosa va taklif shuki, umumiy hududiy indekslar hisob

Biz indekslarni yuqorida murakkab to’plamlarni o’rganuvchi in strument sifatida ko’rib chiqdik. Biroq, ularni statistikadagi roli bu bilan kifoyalanmaydi. Indekslarda undan kam bo’lmagan, balki undan ham muhimroq yana bir xususiyat, ya’ni murakkab ko’rsatkichlarni o’zgarishida alohida omillarni rolini o’lchash mavjud dir. Mohiyati bo’yicha, omillar rolini baholash imkoniyatlari agregat shakldagi umumiy indekslarni tuzishda yaratilgan. Ayrim kompleks ko’rsatkichlarni ko’rib chiqaylik. Ulardan biri tovar oborotidir. Bu ko’rsatkichni sotilgan masulotlar miqdori va ular baholar ining ko’paytmasi shaklida ifodalash mumkin, ya’ni pq q p   . Ko’rinib turibdiki, tovar oborotining qiymati sotilgan tovarlar miqdori va bahosining o’zgarishi hisobidan o’zgarishi mumkin. Qishloq xo’jaligida esa yalpi

Bu bog’liqliklarni o’rganish statistikada juda katta ahamiyatga ega: birinchidan har bir omilning ta’siri alohida baholanadi; ikkinchidan, menejerlar bu ko’rsatkichlardan kompaniya faoliyatini boshqarishda foydalanadi va h.k. Alohida omilning ta’sirini aniqlash uchun, omillar ko’paytmasi shaklida berilgan natijaviy belgida o’rganiladigan belgiga o’zgaruvchan belgi deb, qolganlarini esa doimiy deb hisoblash kerak. Agar biror aniq ko’rsatkich (k) ni ikki omil ( a va v) ning ko’paytmasi shaklida ifoda etilsa, 0 0 0 1 в а в а nisbat k ko’rsatkichning a omil hisobidan, 0 0 1 1 в а в а nisbati esa v omil hisobidan o’zgarishini ko’rsatadi. Omillarni bunday darajada ajratish va boshqa omillar ta’sirini abstraktsiyalash doimiy deb qabul qilingan omillarni qaysi davr darajasida ko’rish uchun zarur.

Bu variantlar soni omillar soniga bog’liq, ya’ni omillar soni qancha ko’p bo’lsa, tegishli ravishda variantlar soni ham ortib boradi va aksincha. Statistikindekslarini o’rganishda y ana bir qoidani bilish zarur. Agar natijaviy ko’rsatkichni biz hajm va sifat omillarining ko’paytmasi deb ifodalasak, bu paytda natijaviy ko’rsatkichga hajm ko’rsatkichining ta’sirini aniqlash uchun sifat ko’rsatkichi bazis darajasida belgilanadi. Agarda s ifat ko’rsatkichining ta’siri aniqlansa, hajm ko’rsatkichi joriy davr darajasida belgilanadi. Baho, fizik hajm va tovar oboroti indekslari o’zaro bog’liq va biri -birini taqozo qiluvchi indekslardir. Baho indeksini (Jp)ga sotilgan tovarlar fizik hajmi (J q) ga ko’paytirsak, tovar oborotining haqiqiy baholardagi umumiy indeksi kelib chiqadi. Jp ∙ J q = J pq 0

E’TIBORIN GIZ UCHUN RAHMAT

Купить