STATISZTlKAI IRO DALMI FIGYELÖ 777 bázisadatok átdolgozását oly módon, hogy
az NDK Statisztikai Hivatala az 1968. évi forgalom összetétele alapján újraszámította az 1950—1968. évi adatokat és 1969—től az indexeket.
A korábban közölt és az átdolgozott ada—
tok között mutatkozó eltérések lényegében két tényezőre vezethetők vissza:
— az 1960. és az 1968. évi terméknómenklatúra közti különbségek (például az 1960. évi nómen—
klatúra Villamossági anyagok. világítótestek. fotó- optika. óra-ékszer, járművek csoportja tartalmazta többek között :: mosógépeket, porszívókat. elektro- mos tűzhelyeket is. az 1968. évi nómenklatúra
már nem),
—— a súlyozási struktúra változásai (például a hús és húsáruk újonnan számitott árindexe az eredeti índexhez képest alacsonyabb, mert a vad és ba- romfi aránya 19óO-ról 1968-ra emelkedett és árcsök—
kenés elsősorban a baromfinál következett be).
1969—től kezdve az árindexszámitás alap- ját ugyancsak számos áru- és szolgáltatási reprezentáns képezi. Az 1969. évi kiskereske- delmi forgalmat súlyként alkalmazva az áruk- nál mintegy 800 cikket. illetve cikkcsoportot, a szolgáltatásoknál és dijszabásoknál —— a lakosság 1968. évi pénzbeni kiadásait figye- lembe véve —- mintegy 90 kiadási csoportot figyelnek meg.
Az indexek újraszámi'tását mintegy 400 olyan cikkcsoportra végezték el', amelyekről a régi struktúra szerintiindexek rendelkezés- re álltak. Először a nómenklatúra változása következtében szükségessé vált átcsoportosí—
tásokat hajtották végre, maid az új nómen-
klatúrának megfelelő cikkekhez átvették az
1960. évi bázison számított 400 árindexet. és az árucsoportokon keresztül az árufőcsopor- tokig az 1968. évi súlyoknak megfelelő szó- mítások készültek. Hasonlóképpen történt a többi év indexeinek átszámítása is.
Külön problémát jelentett az 1950. évi in- dexek úibóli kiszámítása. Ez úgy történt, hogy az 1955-re már meglevő újonnan számitott árindexeket mintegy 20 árucsoportra a ren- delkezésre álló adatok alapján láncolással állapították meg. A számítás módja: az 1950.
évi és az 1955. évi indexek hányadosát az 1968. évi kiadási struktúra alapján újraszá-
mított 1955. évi indexszel szorozták.
Az árufőcsoportok adatainak megállapítá- sához minden egyes árucsoport tekintetében meghatározták az 1968. évi kiadásokat 1950.
és 1960. évi árakon. majd kiszámították az árufőcsoportok indexét: az árucsoportok 1950. évi árakon számitott 1968. évi kiske- reskedelmi forgalmát osztották ugyanezen árucsoportok 1960. évi árakon számitott kis- kereskedelmi forgalmával.
Az úiraszámítások során ugyanezt a mód- szert alkalmazták a szolgáltatások és a díj- szabások indexeinek tekintetében is.
(Ism.: Varga Imre)
SCHWUDIANER. E. — SUPPANZ, H.:
USSZEFÚGGÉS A NAGYKERESKEDELMl ÉS A FOGYASZTÓ! ÁRAK KÖZÖTT
(Der Zusammenhang zwischen Grosshandels und Verbraucherpreisen. Eine Untersuchung der lag- Struktur.) —- Monatsberichte des Österreichisches Institut für Wirtschaítsforschung. 1970. 11. sz. 427—
445. p.
Az Osztrák Gazdaságkutatólntézet tanul- mánya a nagykereskedelmi és fogyasztói árak közötti összefüggés vizsgálatának mód- szereiről és eredményeiről számol be. A vizs—
gálat alapját az 1965—1970 közötti havi és negyedévi árindexek képezték. A kutatás közelebbi célja annak megállapítása volt.
hogy a fogyasztói árak változása milyen idő- eltolódással és milyen intenzitással követi a nagykereskedelmi árak változását.
A globális nagykereskedelmi és fogyasztói árindexek az ilyen vizsgálat céljára több okból is csak korlátozott mértékben alkal- masak. A nagykereskedelmi árindex nem tartalmazza a szolgáltatások és lakbérek árait (melyek a vizsgált szakaszban az átla- gosnál gyorsabban — évi 7 százalékkal — növekedtek), másrészt nemcsak fogyasztási.
hanem beruházási javakat is felölel (az ipa ri eredetű nyersanyagok súlya 36 százalék).
Mig a fogyasztói árindex csak a kiskereske- delmi árakra épül, a nagykereskedelmi árindex a kiskereskedelemnek történő eladás mellett különböző termelési vertikumok közötti adás—vétel áraira is kiterjed. Ezért célszerű az összefüggést lehetőség szerint homogén vagy verti- kálisan kapcsolódó árucsoportokban vizs—
gálni. További nehézséget okoz, hogy a nagykereskedelmi árindex csak a nagyke- reskedelmi vállalatok eladási árait tartal- mazza, a termelők által végső fogyasztásra értékesített árukét nem.
A vizsgálatot különböző fokozatokban és aggregációs szinteken végezték:
1. késztermékek viszonylag homogén csoportiai- nak (például közlekedési eszközök gépkocsi nélkül.
testápolási és tisztálkodási cikkek. nyomdai termé- kek és papíráruk, stb.) nagy- és kiskereskedelmi ár- indexei közötti összefüggés:
2. anyagok nagykereskedelmi árai. végtermékek kiskereskedelmi árai (például fa- bútor. és szőrme-
bőráruk) közötti kapcsolat:
3. nyersanyagok és beruházási javak árának, il—
letve fogyasztási iparcikkek árának összefüggése agareaált árindexek segitségével:
4. globális nagykereskedelmi és fogyasztói árin- dexek kapcsolata.
Az időeltolódások és kölcsönhatások ké- sés-eloszlási függvényekben (distributed-loa—
function) jutnak kifeiezésre. Ezek meghatá- rozásához mindenekelőtt szükség van a füg- ar'í változó (a fogyasztói árak százalékos változásának ? időszaki nagysága: yt) és a független változó (a naavkereskedelemi ár százalékos változása különböző időszakokbe-
li értéke: xi, xtv 1, Xt z, 2, . . .) közötti korre—
778
lációs együtthatókra. Ezeket az együttható- kat korrelogrommokba illesztve -- ahol a vízszintes tengelyen az időeltolódás hossza (t. t—i, t—2, ...), a függőleges tengelyen a megfelelő korrelációs együttható szerepel -—
az időeltolódási struktúrák (lag—structure) következő három főtipusa és néhány altí- pusa különböztethető meg:
l. Az időszakok súlya geometriai sorozat szerint csökken.
l/al. Pl; t időszak után azonnal csökkenő sú—
yo .
i/b. Aszimmetrikus reakció.
után csökkenő súlyok.
ll. Az időszakok súlya előbb emelkedik, majd csökken.
Ill. Az időszakok súlya W alakban változik.
lll/a. Két csúcspontos eloszlás.
lll/b.Aszimmetrikus reakció, ahol a második csúcs erősen kiemelkedik.
rövid késleltetés
Az l'/a típust követik például az élelmi—
szerek (szezonális cikkek és hús nélkül). az l/b típust a hús. a ii. típust a fa és bátor. a lll/a típust a nyersanyagok és fogyasztási i- parcikkek, o !!!/b típust a szilárd tüzelőa- nyagok árai.
A legáltalánosabb függvénytípus a Koyck által kidolgozott standard késés—eloszlási függvény:i
n
ytza—HMl—ft) íratni—re, /1/
izo
ahol:
a és b — a paraméterek,
s": — a maradéktag és G(l (1.
így időben visszafelé haladva a t időszak előtti változó súlya geometriai sorozat sze—
rint csökken. Az /1/ formula átalakítása után yt:a(l_—2)ivb(1—/É)xt—l-Zyt_1—l-wt/2/
ahol:
w[, : Et "" ;" é't-l
Ez a formula alkalmazható az Ha típus e- setében. l/b esetben a geometriai sorozat szerinti csökkenést 1, 2 vagy több periódus—
sal el kell tolni:
".
y,:aicxt-th—Á) § ÁixM—i—é't [3/
isl
iL. M. Koyck: Distributed Lags and investment Analysis. North-Holland Publishing Company. Amst- erdam. 1954.
STATISZTIKAI lRO DALM! FlGYELÓ
A ll. típusú eloszlásro vagy ez utóbbi vagy egy ún. negativ binomiális eloszlás (Pascal—
eloszlás) formulája használható:
00
7 .
ytzai—bű— UH Zogu Á*xt_i-lv8t /4/
itt)
Ahol r annak az időszaknak a sorszáma.
amelyben x, a legszorosabb kapcsolatot mutatja It -vel. rzo esetén /4/ formula az Il/
formulára redukálódik (azaz a legszorósabb kapcsolat !; és xt között van). _—
lll/a esetben a függvénynek két csúcs—
pontja van; t és t-ek időszakban. A függ- veny:
k*! .
ytza—l—b(l——l)_2 Z'xt__i—l—
1130
n _ /5/
*l—C(1——l)_2kl'xt—1—l—£t ,:
Átalakítás után:
yt:a(1——/l)—l— b(1——2)xt—l—
/ó/
-l—(1—*l)(c—b/fkvl)xt_k—l- lytwl %— m, A ill/b eset ettől abban különbözik, hogy a nagyobb csúcspont a t—k pontban van.
Ezért a /6/ formulához képest bzo ytzaU—l) lc(1——l)xt_k—l-
_ /7/
"l'" fvyt "1 'l'" mt
Néhány jellegzetes számszerű példa:
A nyomdaipari termékek és papiráruk e- setében
y, : 0945 % 0,271 xt i— O,687 y, _1
tehát 2 : 0.687, ami annyit jelent. hogy a nagykereskedelemben bekövetkező árválto- zásoknak mintegy harmada (1—1: 0.313) még ugyanabban hónapban érezteti hatá—
sát a kisekereskedelmi árváltozásban. egy félév múlva pedig már a nagykereskedelmi árváltozás túlnyomó része (1— 26 :: 09) to- vábbgyűrűzött a kiskereskedelembe. A reg- ressziófüggvény korrelációs indexe elég ma- gas: R2 :: 0.88.
A cipőárakra vonatkozóan legjobb becs- lést (RZ : 094) egy 3 hónappal eltolt függ- vény adja:
y, : 0.113 4— 0.157 xt—2— o,145 xtmae'
*"l" 0.919 yt___1 *
Az árreakció meglehetősen lassú, kb. egy teljes évet vesz igénybe.
STATISZTIKA! lRO DALMl FIGYELÓ 779 A szilárd tüzelőanyagok árának korrelog-
rammjo jellegzetesen két csúcspontos elosz- lást mutat. A korreláció kb. 5 hónapon ke- resztül csökken. majd emelkedik és a nyol—
cadik hónapban ismét szoros. Ez avval ma- gyarázható, hogy az azonnali árreakció mel—
lett egy hosszabb távú. a raktározás időtar- tamától függő reakció is működik.
A bútorórok csak fokozatosan követik a faárak változását, és a legjobb függvényil—
leszkedés (R2 : 0.81) nyolc hónap késlel—
tetés mellett jelentkezik:
y, : 0.741 % 0.199 xt %B 4— 0.702 yt_1
A globális nagykereskedelmi és fogyasz- tói árindexek között nincs statisztikailag ki- mutatható összefüggés (R2 :: 0.51). Szoros- sabbá válik a kapcsolat a mezőgazdasági idénycikkek kikapcsolásával (R2 : 0.81). ek—
kor az árváltozás egyharmada egy hónapon
belül. kétharmada egy negyedév alatt gyű- rűzik tovább.
Még jobb közelítést kapunk (R2 : 093).
ha a fogyasztói árindexből kihagyjuk az állami ármegállapítás alá tarto—
zó tételeket is, a nagykereskedelmi index- ből pedig valamennyi mezőgazdasági ter- méket. Ekkor a korellogramm csúcspontja a negyedik hónapra esik:
yt : 0.784 %— 0.196 xt __3 —l— 0.643 y, ———1- A kapott összefüggések alkalmasnak lát- szanak előrejelzésre. Az alkalmasságot ex post prognózisok segitségével vizsgálták. A Koyck formulával becsült értékek néhány e- setben késve követték a tényleges áralaku—
lást; a legjobb illeszkedés a globális inde—
xek előrejel'zésénél mutatkozott.
(ism.: Szilágyi György)
BlBLlOGRÁFlA
A Központi StatisztikaiHivatal Könyvtárába az alábbi fontosabb könyvek.
érkeztek be :
STATlSZTlKAl ÉVKUNYVEK
HUNGRIA hoy 1970. Ed.: Oficina Central de Es- tadistica. Budapest. 1970. Stat. Kiadó. 214 p.
(Központi Statisztikai Hivatal kiadványa) Moi Magyarország, 1970.
l 1 D 19/1970 KARMANNCU sztatiszticseszkij szpravocsnik Ger—
manszkoj Demokraticseszkoj R'eszpubliki 1959—1961.
1963—1970 g. lzd. Goszudarsztvennogo Central'noao Sztatlszticseszkogo Upravlenija. Berlin. 1959—1970.
Deja?! Central'terl. — Goszudarsztv. lzdat. GDR.
11 .
Boritékon: Sztatiszticseszkaja karmannaia knizska.
A Német Demokratikus Köztársaság statisztikai zsabkönyve, 1959—1961, 1963—1970.
_ l 4 D 1/1959—1970
NARODNOE hozjaisztvo RSZFSZR v 1956, 1958—1965.
1967—1969 godu. Sztatisztícseszkli ezsegodnlk. lzd.:
Central'noe Statiszticseszkoe Upravlenie. Moszkva.
1957—1970. Goszsztatlzdat -— Sztatisztika. 12 db.
Az Oroszországi Szocialista Főderatív Szoviet Köz- társaság népgazdasága, Statisztikai évkön .
l A2 C 2021956—1969.
*SZTATISZTICSESZKU ezsegodnik sztran — cslenov Szoveta Ekonomicseszkoi Vzaimopomescsi 1970. lzcl.:
Szovet Ekonomicseszkoi Vzaimopomoscsi Szekretariot.
Moszkva 1970, SZÉV. 462 p.
A' KGST-országok statisztikai évkönyve, 1970.
l 42 C 376/1970.
ÁLTALÁNOS STATlSZTl KAl MUNKÁK
BAAR, D. R.: Finite statistics. Boston. 1969. Allyn - Bacon. 195 p.
Véges statisztika.
24451 CONFERENCE of African Statisticians. Sth Report of the — Addis Ababa. 30 October — 10 November,
1967. H. n. 1967. U. N. 79. p _ , Addis Ababa, 1967. október 30.—-november 10.
24401
HUGHES, T. F.: Techniaues and systems problems, of using disc storage for data banks and other sta- tistical purposes. Geneva, 1970. Soksz. 55 p.. 2 t.
Az odatbankok és más statisztikai célokra történő lemeztárolás módszertani és rerndszertani problémá—
iról. 24415
MATHEMATICS of the decision sciences. P. 1—2.
Ed. G. B. Dantzlg, A. F. Veinott. Providence.
Rhode island. 1970. Amer. Mathem. Soc. 2 db.
A döntéstudomány matematikája.
24432—33 MUCCHlELLl, R.: L'interview de groupe. A l'usa—
ge des psychologiaues des animateurrs el: des res- ponsables. Paris. 1968. 72, 62, 18 p.
Csoportos kikérdezés.
MUKERII, V.: Harrod—Domar growth model surplus labour. Birmingham. 1970. 20 p.
Harrod—Domar növekedési modell túlmunka ese- tén.
24425 with
24380 MUKERII, V.: A stochastic Harrod—Domar growth model and its estimation. Birmingham. 1970. 5 p.
Sztochasztikus Harrod-Damar növekedési modell és becslés.
24382 RAICIN, V. Ja.: Matematicseszkie metadü í mo- deli planirovanija urovnja zsizni. Moszkva. 1970.
lzclat. Ékon. 271 p.
Az életszínvonal tervezésének matematikai mód—
szerei és modelljei.
24748 RAMACHANDRAN. B.: Advanced theory of cha—
racteristic functions. Calcutta. 1967. Statlst. Pubi.
Soc. Vll. 208 p.
A karakterisztikus függvények magasabb fokú el- mélete.
24443 ROKKAN, $, — VERBA, $..- Comparative survey analysis. — VIET, !. — ALMASY, E.: An annotated bibliography. The Hague-Paris.1969. Mouton. XlV,
343 p.
Összehasonlító felvétel elemzés. -- Annotált bib—
liográfia.
24430
