21.Сезонная неравномерность в динамических рядах. Методы выявления.

Анализ рядов динамики предполагает и исследование сезонной неравномерности (сезонных колебаний), под которыми понимают устойчивые внутригодовые колебания, причиной которых являются многочисленные факторы, в том числе и природно-климатические. Сезонные колебания измеряются с помощью индексов сезонности, которые рассчитываются двумя способами в зависимости от характера динамического развития.

При относительно неизменном годовом уровне явления индекс сезонности можно рассчитать как процентное отношение средней величины из фактических уровней одноименных месяцев к общему среднему уровню за исследуемый период:

 

В условиях изменчивости годового уровня индекс сезонности определяется как процентное отношение средней величины из фактических уровней одноименных месяцев к средней величине из выровненных уровней одноименных месяцев:

22.Экстраполяция и интерполяция уровней динамического ряда.

При изучении длительной динамики иногда возникает необходимость определения неизвестных уровней внутри ряда динамики.

Интерполяцией называется приблизительный расчет недостающих уровней внутри однородного периода, когда известны прилегающие по обе стороны уровни.

Экстраполяцией называется расчет недостающего уровня, когда известен уровень только по одну сторону. Если рассчитывается уровень в сторону будущего, это называется перспективной экстраполяцией, в сторону прошлого - ретроспективной экстраполяцией.

Как интерполяция, так и экстраполяция должны производиться в период действия одной закономерности. Предполагается, что закономерность развития, найденная внутри ряда, сохраняется.

Приемы расчета неизвестного уровня зависят от характера изменения исследуемого явления. При плавном характере изменения уровня можно недостающий уровень определить: полусуммой двух прилегающих уровней, по среднему абсолютному приросту, по среднему коэффициенту роста.

Так, по среднему абсолютному приросту неизвестный уровень (как при интерполяции, так и при экстраполяции) определяется как

,

по среднему коэффициенту роста:   

Так, зарегистрировано преступлений в расчете на 100 тыс.чел.: 1990 г. – 698; 1991 г. – данные отсутствуют; 1992 г. – 1052; 1993 г. – 1110. По первому способу определяем недостающий уровень полусуммой прилегающих (698+1052):2 и получаем 875. То же значение получим и по абсолютному приросту этих периодов [(1052-698):2 = 177, 698 + 177 = 875]. Но задумаемся над сущностью показателя (на 100 тыс.чел.): при несущественном приросте населения уровень преступности повысился с 698 чел. в 1990 г. до 1052 чел. в 1992 г. Следовательно, в этом случае лучше использовать средний абсолютный прирост:(1110 - 698):3 = 137,3 и вывести уровень преступности 1991 г.   = 698+137,3*1=835чел., против 875 чел., полученных по абсолютному приросту прилегающих уровней. Допустим, что не известен уровень преступности 1993 г. Экстраполируем по  =698+137,3? 3=698+412=1110 чел.

23.Понятие об экономических индексах. Виды индексов. Порядок построения индексов количественных и качественных показателей.

Классификация индексов.

Классификационный признак	Наименование классов(виды индексов)	Обозначения
Решаемые с помощью индексов задачи	Индивидуальные и общие (сводные) индексы	I-сводный, i-индивид. Iр1/0=pk¹/pk° К-индекс ассортимента Ip=(∑pk¹*qk¹)/(pk°*qk¹)
Хар-р индекс-ого показателя	Индексы количественных и качественных показателей	a-физ.объем продукции (Iq,iq) p-цена единицы продукции z-себестоимость ед.пр. Q-стоимость продукции (товарооборот) Z-совокупные затраты на производство и реал-цию Iqk1/0=qk¹/qk° индекс количественного показателя
Форма расчета	Агрегатные и средневзвешенные	Iq1/0 , ср. ариф.индекс физ.объема продукции, ср.гарм индекс цен Ip=(∑pk¹*qk¹)/(pk°*qk¹) Средн.индексы Ip=(∑pk¹*qk¹)/((pk¹*qk¹)/ipk)=∑Qk¹/((∑Qk¹)/ik
По временной базе исчисления (периоду времени)	Базисные и цепные	Ip1/0…Ip2/0 (базис.индекс.цен) Iq1/0,Iq2/1,Iq3/2…(цепные)
По тер-ому аспекту	Тер-ие индексы кол-ых и кач.показателей	Один и тот же период времени Iq a/b Ip a/b
По хар-ру изменения весов инд.	Индексы переменного и постоянного состава	Ix1/0=((∑х¹f¹)/(∑f¹))/((∑х°f°)/(∑f°)) перем.сост Iпост=((∑х¹f¹)/(∑f¹))/((∑х°f¹)/(∑f¹)=(∑х¹f¹)/(∑x°f¹)
В зависим. От измен.стр-ры изучаемого явления	Индекс струк-ых сдвигов	Ic.c.=((∑х°f¹)/(∑f¹))/((∑х°f°)/(∑f°)) Iперем.сост.=Iпост.сост.*Ic.c.

Агрегатная форма инд.качест.показ-ля:

Агрег.инд.кач.пок. строятся с весами в виде колич-ого показателя принят-ый на уровне отчетного периода.

Пааше:

Ip=(∑pk¹qk¹)/(∑pk°qk¹)

Вторая форма( с весами базисн.периода) Ласпейреса:

Ip=(∑pk¹qk°)/(∑pk°qk°)

∆=∑pk¹qk° - ∑pk°qk°

>0 – перерасход

<0 – ‘экономия

Количественные показатели строятся с весами в виде качественных показателей, принятых по базисному ур.

Iq1/0=(∑p°qk¹)/(∑p°qk°)