Индексы (в статистике)

Индексы (далее И) в статистике, относительные величины, количественно характеризующие сводную динамику (реже - изменение в пространстве) разносоставной совокупности. Так,

означает, что общий уровень всех розничных цен в государственной торговле СССР в 1964 по сравнению с уровнем их в 1950 был 0,76, или 76% (иначе говоря: взятые в совокупности, эти цены понизились с 1950 по 1964 в среднем на 0,24, или на 24% ). Совокупность является разносоставной по данному признаку, если итоговую величину этого признака во всей совокупности прямым, непосредственным суммированием его значений у отдельных единиц вычислить нельзя (например, натуральная величина продукции, состоящей из вещественно разных физических единиц или частей) или если такое суммирование, формально хотя и возможное, приводит к результату, лишенному экономического смысла (например, сумма цен вещественно разных товаров, взятых лишь по одной единице натурального измерения). Четырьмя элементами любого И (в статистике) являются: а) индексируемая величина; б) тип (форма) И (в статистике); в) веса И (в статистике); г) сроки исчисления. В зависимости от элемента (а) возможны И (в статистике) цен, И (в статистике) физического (натурального) объема продукции, И (в статистике) производительности труда и т. д. В зависимости от типа (б) различают И (в статистике) агрегатные и И (в статистике) средние, а среди последних, смотря по форме средней, И (в статистике) средние арифметические, И (в статистике) средние геометрические, И (в статистике) средние гармонические и т. д. В зависимости от весов (в) различают И (в статистике) простые (невзвешенные) и И (в статистике) взвешенные, а среди последних - И (в статистике) с постоянными (неизменными) весами и И (в статистике) с переменными весами (в меру необходимости с течением времени пересматриваемыми). В зависимости от сроков исчисления (г) рассматривают И (в статистике) базисные (с постоянной, неизменной во времени базой) и И (в статистике) цепные (если числовые значения индексируемой величины в каждый данный "текущий" срок сопоставляются с их значениями в предшествующий срок; иначе, И (в статистике) с переменной базой); в общем случае произведение соответствующих цепных И (в статистике) должно давать базисный И (в статистике), например

И (в статистике) могут быть вычисляемы не только для всей разносоставной совокупности (общие, "тотальные" И (в статистике)), но и для любой характерной части ее, для любой существенной группы единиц (групповые И (в статистике), или субиндексы), например: общий И (в статистике) оптовых цен всех вообще товаров и групповые И (в статистике) цен товаров продовольственных и цен товаров непродовольственных, или промышленных и сельскохозяйственных, или И (в статистике) цен текстильных товаров, цен кожевенных товаров и т. д. Обычная относительная величина признака у какого-либо одного товара (например, относительное изменение

себестоимости z товара за указанное трехлетие) не есть И (в статистике), хотя на практике обычно именуется, по аналогии, "индивидуальным И (в статистике)" (себестоимости).

Труднейший вопрос при построении И (в статистике) - выбор его весов и возможно более точное исчисление веса каждой группы, иногда и каждой единицы, входящей в индексируемую совокупность. Система таких весов должна отображать модель структуры того социально-экономического явления, динамика которого находит числовое выражение в И (в статистике) Так, веса И (в статистике) цен должны отражать товарную структуру торгового оборота (розничного, оптового), весами бюджетного индекса должны быть натуральные количества товаров и услуг, входящих в бюджетный набор, и т. п. В И (в статистике) физического (натурального) объема роль весов для натуральных количеств товаров играют неизменные цены, благодаря которым становится возможным "соизмерить" и свести воедино все части разносоставной натуральной совокупности; отсюда - частая общая, однако неправомерная, трактовка любых весов И (в статистике) как "коэффициентов соизмерения", "коэффициентов сведения" частей разносоставной совокупности.

К рудиментарным прообразам И (в статистике) прибегали уже два столетия (и даже более) тому назад. Так, в 1738 Дюто ( сопоставил суммы цен набора из единиц некоторых товаров и опубликовал их отношение

в 1764 Дж. Карли (Италия) вычислил примитивный невзвешенный арифметический И (в статистике) изменения цен трех товаров (хлеб, вино, оливковое масло) за четверть тысячелетия (с 1500 по 1750); в 1798, независимо от Карли, Дж. Шакберг (Великобритания) стал вычислять таким же способом

И (в статистике) оптовых цен десятка товаров, а в 1812 А. Янг (Великобритания) ввел в этот И (в статистике) веса (от 1 до 5 для разных товаров). Однако лишь спустя полстолетия (вследствие обесценения и вызванного этим общего роста мировых цен, особенно в 60-х гг.) в Великобритании начались систематическое исчисление и публикация И (в статистике) оптовых цен. Главные из них: И (в статистике) журнала "Economist" (с 1869, по формуле

для 22 товаров; с 1920 - уже для 44 товаров; это старейший из существующих ныне И (в статистике)) и И (в статистике) Зауэрбека (с 1886), а затем, как его продолжение, И (в статистике) журнала "Statist" (для 36 товаров, по той же формуле). В США И (в статистике) цен был впервые исчислен Н. Бурхардтом в 1881 (за 1824-80). Основы современной теории И (в статистике) цен были заложены трудами У. Джевонса (Великобритания, 1863 и 1865), Э. Ласпейреса (1871) и Г. Пааше ( 1874). В России первые И (в статистике) оптовых цен публиковались в серии ежегодников "Свод товарных цен" (за 1890-1915, для 45 товаров, по формуле невзвешенной арифметической средней). Первая мировая война 1914-18 повлекла за собой огромные сдвиги цен на мировом рынке и в народном хозяйстве отдельных государств; для их изучения и измерения потребовались многие новые, до того неизвестные, И (в статистике) розничных цен, И (в статистике) "стоимости жизни" впервые в Великобритании, 1918, и в США, 1919) И (в статистике) физического объема экономических явлений (элиминировавшие фактор непрерывно меняющихся цен), И (в статистике) покупательной силы валютных единиц (в связи с крушением мировой системы монометаллизма и попытками заменить валютные курсы "паритетами покупательной силы" валют), различные И (в статистике) для изучения конъюнктуры и др. Поэтому последнее полустолетие (с 1918) стало новым этапом истории И (в статистике), отмеченным небывалым развитием индексного метода статистической науки и расширением практики И (в статистике) В СССР уже с 1918 началось исчисление прожиточного минимума рабочих, перешедшее в 1922 в исчисление бюджетного индекса; в 1919-21 - исчисление и публикация индексов Конъюнктурного института; с августа 1922 - публикация И оптовых цен Госплана. В планово развивающемся народном хозяйстве СССР (а после второй мировой войны 1939-45 и других социалистических государств) потребовалось построение и регулярное исчисление множества новых И (в статистике), особенно И (в статистике) плановых заданий и И (в статистике) степени выполнения плана. 20-е гг., а затем десятилетие 1956-65 были годами, особенно интенсивного развития теории советского индексного метода как одного из мощных познавательных средств современной советской статистики.

Лит.: Немчинов В. С., Сельскохозяйственная статистика с основами общей теории, Избр. произв., т. 2, М., 1967, гл. 19; Суслов И (в статистике) П., Общая теория статистики, М., 1970; Статистический словарь, М., 1965 (статьи об индексах); "Уч. зап. по статистике АН СССР", 1955, т. 1; 1959, т. 5; 1963, т. 7; Югенбург С. М., Индексный метод в советской статистике, М., 1958; Перегудов В. Н., Теоретические вопросы индексного анализа, М., 1960; Казинец Л. С., Теория индексов (Основные вопросы), М., 1963; Яновский А. С., Русские индексы, в кн.: Фишер И (в статистике), Построение индексов, (пер. с англ.), М., 1928 (приложение 6, с. 391-438); Фишер И (в статистике), Этапы истории индексов, там же (приложение 4, с. 378-81); Четвериков Н. С., Статистические и стохастические исследования, М., 1963, с. 13-56.

Ф. Д. Лившиц.

	Copyright © 1999-2023 Oval.ru, All Rights Reserved.