лучшие книги по экономике
Главная страница

Главная

Замовити роботу

Последние поступления

Форум

Создай свою тему

Карта сайта

Обратная связь

Статьи партнёров


Замовити роботу
Книги по
алфавиту

Б
В
Г
Д
Е
Ж
З
И
К
Л
М
Н
О

Статистика ринку товарів і послуг

Страницы [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]
[ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] [ 19 ] [ 20 ] [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ] [ 24 ] [ 25 ] [ 26 ] [ 27 ] [ 28 ] [ 29 ] [ 30 ] [ 31 ] [ 32 ]
[ 33 ] [ 34 ] [ 35 ] [ 36 ] [ 37 ] [ 38 ] [ 39 ] [ 40 ] [ 41 ] [ 42 ] [ 43 ] [ 44 ] [ 45 ] [ 46 ] [ 47 ] [ 48 ] [ 49 ] [ 50 ]

Для прогнозування можуть використовуватись різні методи. Мета цих методів — з’ясування неявних причинно-наслідкових зв’язків і закономірностей, прихованих у ретроспективних даних, і подання їх у явній формі математичних моделей.
Побудувавши моделі, можна використовувати їх для прогнозування у трьох можливих режимах:
а) задаючи майбутні значення факторів впливу (незалежних змінних) і одержуючи так званий «нормативний прогноз» (прогнозування типу «якщо — то»;
б) прогнозуючи поведінку незалежних змінних окремо за допомогою щойно згаданих методів і використовуючи здобуті результати для прогнозування цільових показників;
в) комбінуючи обидва зазначені варіанти.
У процесі моніторингу завдання прогнозування інфляції розв’язується в постійному режимі.
Для вивчення взаємозв’язку між індексом споживчих цін та основними макроекономічними показниками було сформовано вхідну базу даних, яка являє собою сукупність динамічних рядів статистичних показників (за матеріалами Держкомстату України та НБУ за 1997—1999 роки). Цими показниками є ІСЦ (у), індекс курсу гривні щодо долара США (х1), індекс реального ВВП (місячного) (х2), індекси реальної (х3) та номінальної (х4) заробітної плати, рівень безробіття (х5) та середньозважені відсоткові ставки на кредити в національній валюті (х6).
Для проведення аналізу динаміки вибраних показників було побудовано графіки їхніх часових рядів. Графічний аналіз виявив прямий, чітко виражений взаємозв’язок між реальною та номінальною заробітною платою; обернений зв’язок між індексом реального ВВП (місячний) та середньозваженими відсотковими ставками банківської системи на кредити в національній валюті;  прямий взаємозв’язок між ланцюговим ІСЦ та ланцюговим індексом курсу гривні щодо долара США. Що ж до зв’язку між ІСЦ  та рівнем безробіття, то він майже не простежувався.
З огляду на передбачуваність інфляційних процесів у перехідний період пріоритетне значення надається короткостроковому (місячному) прогнозуванню. Як свідчить практика розвинутих країн, саме короткострокове прогнозування має пріоритет, саме на висновках місячних прогнозів, на їх періодичному перегляді відповідно до кон’юнктурних змін ґрунтуються заходи державного регулювання соціально-економічних процесів, і зокрема — поточне формування грошово-кредитної, бюджетної, податкової політики тощо.
Прогнозування ланцюгового (місяць до місяця) індексу споживчих цін здійснено двома методами: 1) за трендовим рівнянням; 2) за рівнянням регресії.
З метою прогнозування ланцюгового індексу споживчих цін (місяць до місяця) було використано лінійний тренд за даними про ІСЦ за 1997—1999 роки. Відлік часу здійснено від t1 = –35 до tn = 35. Рівняння тренду має вигляд: Y = 101,28 + 0,02098t.
Використовуючи це рівняння для екстраполяції, знаходимо прогнозні рівняння регресії для ланцюгового індексу споживчих цін як результату Y та індексу курсу гривні за долар США як фактору х, оскільки за обчисленою матрицею парних коефіцієнтів кореляції для ланцюгових індексів макроекономічних показників зв’язок між ІСЦ та індексом курсу гривні за долар США виявився найщільнішим (r = 0,607) (табл. 4.5).

Таблиця 4.5

МАТРИЦЯ ПАРНИХ КОРЕЛЯЦІЙ  МАКРОЕКОНОМІЧНИХ ПОКАЗНИКІВ УКРАЇНИ  за 1997—1999 рр.


Показник

ІСЦ, до попереднього місяця, %

Індекс офіційного курсу гривні за долар США до попереднього місяця, %

Рівень безробіття, %

Індекс номінальної заробітної плати («брутто»), %

Індекс реальної заробітної плати («нетто»), %

Середньозважені відсоткові ставки банківської системи на кредити в національній валюті

Реальний ВВП до попереднього місяця, %

ІСЦ до попереднього місяця, %

1,000

 

 

 

 

 

 

Індекс офіційного курсу гривні за долар США, %

0,607

1,000

 

 

 

 

 

Рівень безробіття, %

0,172

0,251

1,000

 

 

 

 

Індекс номінальної заробітної плати («брутто»), %

0,039

0,124

0,178

1,000

 

 

 

Індекс реальної заробітної плати («нетто»), %

– 0,233

– 0,043

0,105

0,954

1,000

 

 


Середньозважені відсоткові ставки банківської системи за кредити в національній валюті

0,567

0,458

0,283

–0,028

–0,174

1,000

 

Реальний ВВП до попереднього місяця, %

–0,127

–0,045

0,361

0,162

0,155

– 0,495

1,000

Аналіз матриці парних кореляцій (табл. 4.5) показав, що істотними з імовірністю 0,95 є статистичні зв’язки між індексом  споживчих цін та індексом офіційного курсу гривні за долар США (0,607 > 0,349, тобто фактичне значення лінійного коефіцієнта кореляції r перевищує критичне його значення при a = 0,05 та ступенях вільності 34); між індексом споживчих цін та середньозваженими відсотковими ставками на кредити в національній валюті (0,567 > 0,349); між середньозваженими відсотковими ставками на кредити в національній валюті та індексом офіційного курсу гривні за долар США (0,458 > 0,349); між ланцюговим (місяць до місяця) індексом реального ВВП та середньозваженими відсотковими ставками на кредити в національні валюті  (|– 0,495| > 0,349).
Рівняння регресії має вигляд:

де Y — теоретичне значення індексу споживчих цін; x — індекс курсу гривні за долар США.
Наступним кроком за допомогою трендового лінійного рівняння відшукуємо прогнозні рівні індексу курсу гривні за долар США на січень—червень 2000 року. Трендове лінійне рівняння для індексу курсу гривні за долар США має вигляд:
Y = 102,95 + 0,08594x.
Використовуючи це рівняння для екстраполяції, знаходимо прогнозні рівні індексу курсу гривні за долар США для червня 2000 року:

Підставляючи обчислені дані в рівняння регресії для ланцюгового індексу споживчих цін як результату та індексу курсу гривні за долар США як фактору, дістаємо прогнозні рівні ІСЦ для червня 2000 року:

Отже, двома методами отримано точковий прогноз ІСЦ на першу половину 2000 року. В обох випадках спостерігається тенденція до подальшого зростання ІСЦ як основного вимірювача інфляції.
Однак корельовані величини розвиваються в часі, і перш ніж робити остаточний висновок про щільність зв’язку між ними, необхідно перевірити паралельні ряди на автокореляцію. Щоб оцінити ступінь залежності між сусідніми рівнями динамічного ряду, обчислимо коефіцієнти автокореляції для ряду, що характеризує динаміку ІСЦ, та для ряду, що характеризує динаміку обмінного курсу гривні щодо долара США. Автокореляція визначається порівнянням даних, які стосуються двох суміжних місяців, тобто величин  та  Коефіцієнт автокореляції визначається за формулою коефіцієнта кореляції для парної залежності:

;
.
Таким чином, у рядах динаміки аналізованих макроекономічних показників України існує дуже висока додатна автокореляція, яка викривляє наведений щойно висновок про ступінь щільності зв’язку між рівнями динамічних рядів. Через це не слід корелювати безпосередньо темпи зростання вибраних показників, а спочатку необхідно виключити автокореляцію в рядах динаміки. Для цього проводиться аналітичне вирівнювання порівнянних рядів, визначається відхилення кожного фактичного рівня ряду динаміки від відповідного йому вирівняного значення та здійснюється корелювання здобутих відхилень.
Коефіцієнт кореляції тоді розраховується за відхиленням емпіричних рівнів від трендів:

де  
Коефіцієнт кореляції для ряду динаміки ІСЦ (результат) та ряду динаміки обмінного курсу гривні (фактор) обчислюється так:

Значення коефіцієнта кореляції, яке характеризує щільність зв’язку між відхиленнями рівнів від трендів, становить 0,892, що свідчить про наявність тісного зв’язку між ІСЦ та обмінним курсом гривні за долар США. За результатами аналізу можна зробити висновок, що для гальмування розвитку інфляційних процесів в Україні необхідно передусім стабілізувати обмінний курс національної валюти щодо долара США, а також підвищити реальну заробітну плату. Тобто потрібно стабілізувати як фінансову, так і виробничу сферу, досягши довгострокової рівноваги як на грошовому ринку, так і на ринку капіталів та ринку робочої сили.
У кожного торгівця є одне просте бажання: вміти передбачати майбутнє ринку. Чимало методів прогнозування використовується ось уже багато років, але, як вважають зарубіжні практики, ні один з них ще не був настільки надійним та ефективним, як теорія американського математика В. Д. Ганна . Теорія Ганна ґрунтується на технічному аналізі і на припущенні про те, що певні геометричні моделі та кути мають властиві їм характеристики, які можуть бути використані для передбачення поведінки ціни. Поєднуючи ці моделі з ціною та часом і знаходячи необхідну рівновагу між цими трьома індикаторами ринку, можна передбачити майбутнє ринку з високим ступенем точності. В. Ганн виявив циклічність у піднятті та зниженні цін на акції і на товарних ринках, тому він застосував природні закони, зокрема закон вібрації, до торговельної стратегії для отримання прибутків. Закон вібрації визначає певні точки на графіку, до яких ціна буде підніматися або опускатися, і передбачає результат задовго до того, як виявиться причина чи наслідок.
Отже, до основних передумов міжринкових досліджень можна віднести таке:

  • усі ринки взаємозв’язані, один ринок не може розвиватись в ізоляції;
  • міжринкові дослідження є джерелом важливих допоміжних даних;
  • міжринкові дослідження ґрунтуються на зовнішній, а не на внутрішній інформації;
  • використовуються індикатори, зорієнтовані на ф’ючерсні ринки. Але в Україні через недостатній розвиток біржової торгівлі ще немає можливості отримувати інформацію про ф’ючерсні ціни.

Вимірювання відносної сили товарного і фінансового ринків (цінних паперів, курсу долара, відсоткових ставок) через аналіз коефіцієнтів відносної сили є джерелом корисних даних про напрям інфляції і показує для суб’єктів ринку, які активи — фінансові чи не фінансові (матеріальні) — є в даний момент більш привабливим об’єктом інвестування.
Питання для самоконтролю

  • Назвіть три категорії індексів цін, які охоплюють усі стадії товарообігу.
  • У чому полягає розбіжність індексів цін за формулами Пааше і Ласпейреса?
  • У чому полягає сутність паритетного співвідношення цін?
  • Які проблеми виникають при розрахунку індексу споживчих цін?
  • За якими компонентами можна аналізувати структуру часового ряду індексу споживчих цін?
  • Як визначають рівень та темп інфляції?

Тлумачний словник
Індекс споживчих цін — показник, який відбиває динаміку цін на споживчі товари та послуги; розраховується за цінами товарів-представників, які входять до споживчого кошика, як правило, має форму індексу Ласпейреса.
Рівень інфляції — показник, який визначається як темп приросту індексу споживчих цін.
Індивідуальний індекс цін — відношення цін товарів-представників поточного періоду до базисного.
Товар-представник — конкретна марка, артикул або мала товарна група, в основу якої покладено спільність споживчого призначення.
Індекс середніх цін — відношення середніх цін поточного періоду до базисного; представляє собою індекс змінного складу, який може бути розкладений на два субіндекси: фіксованого складу (індекс цін за незмінною структурою продажу) та індекс структурних зрушень (індекс впливу зміни у структурі продажу на динаміку середнього рівня цін).
Територіальний індекс цін — відносні показники, що дають змогу порівнювати ціни різних регіонів: будується за формулою агрегатного індексу, де, як вага, використовуються стандартні структури продажу — одного з регіонів або ж середній по всій території.
Література

  • Березовская М., Райская Н., Френкель А., Горячева И. Агрегированный индекс инфляции // Вопр. статистики. — 1996. — № 2.
  • Долженков В.Г. Статистика цен: Учеб. пособие. — М., 2001.
  • Індекси споживчих цін 2001р. // Статистичний збірник Держкомстату України — К., 2002.
  • Методологічні положення зі статистики. — К.: Держкомстат України, 2002. — Вип. 1 (за сприяння проекту TACIS).
  • Моторин Р.М., Рождєственська Л.Г., Мазур М.В. До проблеми моделювання та прогнозування інфляції // Статистика України. — 2000. –– № 3. — С. 33—38.
  • Торвей Р. Индексы потребительских цен: Методологическое руководство // Международная организация труда: Пер. с англ. — М.: Финансы и статистика, 1993. — 284 с.

Вільям Делберт Ганн (1878—1955) — американський математик і трейдер.

Страницы [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]
[ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] [ 19 ] [ 20 ] [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ] [ 24 ] [ 25 ] [ 26 ] [ 27 ] [ 28 ] [ 29 ] [ 30 ] [ 31 ] [ 32 ]
[ 33 ] [ 34 ] [ 35 ] [ 36 ] [ 37 ] [ 38 ] [ 39 ] [ 40 ] [ 41 ] [ 42 ] [ 43 ] [ 44 ] [ 45 ] [ 46 ] [ 47 ] [ 48 ] [ 49 ] [ 50 ]


ВНИМАНИЕ! Содержимое сайта предназначено исключительно для ознакомления, без целей коммерческого использования. Все права принадлежат их законным правообладателям. Любое использование возможно лишь с согласия законных правообладателей. Администрация сайта не несет ответственности за возможный вред и/или убытки, возникшие или полученные в связи с использованием содержимого сайта.
© 2007-2022 BPK Group.