MÓDSZERTANI TANULMÁNYOK
AZ AÓDlTlV ÉS A MULTIPLIKATlV FELEPlTÉSÚ INDEXFORMULÁK CSSZEFUGGESE
VITA LÁSZLÓ
A multiplikatlv felépítésű indexformulák az indexszómok többarcú: részben ad---
ditív, részben multiplikatív természetének éppoly logikus következményei, mint a;gyakorlatban szinte egyeduralkodóvá vált additív felépítésű formulák. Ezt az állás-—
pontot képviseli Köves Pál is a volumen— és árindexformulákat rendszerező, 1975—
ben megjelent cikkében (1). Mindeddig nem kellőképpen tisztázott azonban a
multiplikatív felépítésű formuláknak a ..természetesebb" additív felépítésű formulák—hoz való viszonya, ami fokozza a gyakorlatban történő alkalmazásuktól való ide- genkedést, annak ellenére, hogy számos szerző igen előkelő helyezést biztosít szá- mukra a különböző indexformulák .,versenyében". Jelen tanulmányban a kétféle—
felépítésű indexformulák közötti kapcsolattal kívánok foglalkozni.
Mindenekelőtt vezessük be a következő jelöléseket:
24 p "
A,,(GXP) z—ELL—L—additív felépítésű. gxpy súlyozású számtani átlagként számított:
4pr volumenindex, 24 p i
A,,(GXPY) : —ÉX—L—p——additív felépítésű, Cley súlyozósú számtani átlagként számított X y árindex,
24 P
Hahxpy): x y —additív felépítésű, (;pr súlyozású harmonikus átlagként számí—.
2 _4551 tott volumenindex.
'a
29 P
thxpy): x; —additív felépítésű. cle, súlyozású harmonikus átlagként számí—
2 x y tott árindex.
Eclzpy
Gamxpy): VIIigwy _multiplikatlv felépítésű. GXP, súlyozású volumenindex.
Zang__m
G,,(c;x py) :: l/Higxp' — multiplikatív felépítésű ax p), súlyozású árindexek.
VITA: iNDEXFORMULAK
173 Előbbi jelöléseinkben:
i :
i
—az egyedi volumenindex," %
. P ,
Ip : É — az egyedi árindex.
x, y : O - a bázisidőszak.
x, y : 1 —— a tárgyidőszak.1
E jelöléseken kívül használni fogjuk még majd az egyszerűbb
6310): Gg(GoPO)- Gy) : Gehl/01), GÉP) : G,,(CIOPO): GS) : G,, (%m)- valamint az ezekhez hasonló értelmű
0) 1) 0) 1
Hg,Hg,Hg.Hgl
jelöléseket is.
*
Az azonos (pozitív) átlagolandó értékek azonos súlyozású, de különböző fajta átlagainok nagyságrendjére vonatkozó közismert tétel szerint nyilvánvaló.2 hogy
Ham) ( 6400) ( Aaivo) /1/
leVO) ( G,,(vo) ( A,,(Vo) /2/
illetve
HGM) ( Gg(vi) ( A,,(Vi) /3/
Hp(v1) ( G,,(vl) ( APM), /4/
ahol: Vo : 610590 és Vi : CliPí-
Az is nyilvánvaló továbbá, hogy
Mngung
Agmopl) : Pg'Ap(41P0) : Pp /5/
Hg(v1) : P4,Hp(v1) : Pp,
ahol L (: Laspeyres-féle, P a Paasche—féle index, a (7, illetve a p alsó index pedig most is volumen—, illetve árindexet jelent.
Az Ill—[4] egyenlőtlenségekben szereplő, a gyakorlatban és az elméletben
egyaránt eléggé mellőzött Aa(v1). Ap(v1), H,,(vo) és H,, (vo) formulákat3 az ún. Bortki- ewicz-féle összefüggés alapján vezethetjük vissza a jól ismert és gyakran használt Laspeyres- és Paasche-féle indexformulákra, ami az azonos átlagolandó értékekből különböző súlyok felhasználásával számított súlyozott számtani átlagok között te-remt kapcsolatot. (Lásd: (2), (4).)
1Jelen tanulmányban csak két időszak összehasonlitósávol foglalkozunk.
2 Azt a számunkra érdektelen esetet kizárva, amikor minden átlagolandó érték egyforma, s a különböző fajta átlagok egybeesnek.
3 Megjegyezzük, hogy A(( (vi) és A,, (vi) Palgrave—formula néven ismeretes a szakirodalomban.
174 ViTA LÁSZLÓ
Eszerint
1 k
* — fux;
X2 "2 521
í : ———:——————:1 k 1—i—vx vh r(x, h). /6/
—
"1 ':12 f —x
1: lahol:
k k f25
"122f1i- "zSZfafv ":
i:1 i:1 fu
vx — az x; étlagolandó értékek fi; súlyokkal számított relatív szórása.
Vh -—a súlyarányok különbözőségét tükröző ha :fzc/fu értékek f,; súlyozósú relatív szórása.
r(x, h) — az x; és a h; értékek közötti fi; súlyozósú lineáris korrelációs együttható.
A /6/ összefüggést alkalmazva ugyanis könnyen látható. hogy:
Aa(V1)
: 1—i—v;g v,; rumi") : 1—l—v;: , /7/
0
ahol: v§g az i,, egyedi volumeninclexek go pi súlyozósú relatív szórása, valamint
.A,,(v1)
.. PP
: 1—l—V;p va, r(ipúp) : 144; , /8/
ahol: ví, az ip egyedi árindexek CnPo súlyozósú relatív szórása.
Tekintve. hogy4
429 4 pl
Hgoleg 00] és H,(,0):Ap 00],
91 Pl
megint csak a ló/ összefüggést alkalmazva
HJM) _ 1
214400 VM, r la, —i— :1—sg [9]
a a
és
H,,(Vo) _ 1
Lp 314432, v1/ipr IP, Tf) 21 ._.—69, Hol
ahol /9/ és /10/ jobb oldalán
V,! és V1/i, —az ia egyedi volumenindexek és azok 1/ig reciprok értékeinek vo súlyo- zósú relatív szórása,
6HSC) esetében például ez a következőképpen igazolhakó:
293324
Hl") : 270090 : Enola, : a; ' : A (402190)
!? 3924: 240190 ZGogpo (! 41
fg 171 41
lNDEXFORMULAK 175_
":,, és vmp —az ip egyedi árindexek és azok 1/ip reciprok értékeinek vo sú- lyozású relatív szórása,
r(iaJ/ig) és r(ipJ/íp) —az i és 1/ig (iP és 1/íp) értékek közötti kapcsolat szorosságát, mutató, ugyancsak vo súlyozású korrelációs együttható.
A /7/ és [8/ összefüggések alapján nyilvánvaló. hogy
Ag(v1) : Mig) Pa : P; ) Pa,
illetve
APM) : (1 M;; P,, : P; ) PP.
Ami pedig /9/—et és /10/-et illeti, igen könnyen igazolható, hogy az r(x, 1/x) li—
neáris korrelációs együttható értéke mindig negatív5. s így mindkét hányados értéke—
kisebb egynél, amit az 1 — ec; és 1 — ap felírással már kifejezésre is juttattunk.
Az r(x, 1/x) korrelációs együttható számlálója ugyanis
alakú, amelyben
( 1 )_ T _ 1
X 2! ;
ahol ?,. az x értékek harmonikus átlaga. Ennek alapján viszont
_ 1 1 )? ;
2f(X—X) (hi—_:— : n—nml" :" 1—7 ,
x x,,
ami ugyancsak a különböző fajta átlagok nagyságrendje miatt nyilvánvalóan ne-—- gatív.
lgy végül /9/ és [10/ alapján
Ha(v0) : (1 meg),-(, : L; ( La
Hp(v0) : (1—ep)Lp : L; : Lp,
.
ahol:
60 .: "ch v1/f,'(la' Vio) ; 0, ep : _vtl, V1/xpfllpv 1/ip) ; O.
O'sszekapcsolva most már az eddigi eredményeket. /1/. /5/, /9/. illetve /3/, /5/ és /7/
alapján az
(pa—(pg1 : 6510) : La /11/"
5 Továbbra is feltételezzük. hogy az átlagolandó értékek nem mind egyformák.
1 76 VITA mszm
illetve
Pa ( cg) ( (Hiába, [12/
egyenlőtlenségeket kapjuk. A /11/ és /12/ egyenlőtlenségek önmagukban it'—érdeke—
sek, hiszen kapcsolatat teremtenek az additív és a multiplikatív felépítésű La és Gill), illetve P,, és GS" alapformulák között.
Az alapformulák közötti kapcsolat méginkább szemléletessé tehető :: /1'1/ és V/12/ egyenlőtlenségek
G(O)
1—8 4 41
0
4
ga)
14 41—l— Vi
a
alakban történő felírása útján. E két összefüggés azt fejezi ki, hogy a megfelelő
.
alapformulák egymástól való eltérése kizárólag az egyedi volumenindexek, illetve
azok reciprok értékeinek relativ szórásától. valamint az r(í(,. ilig) korrelációs együtt—
ható nagyságától függ. Mivel azonban %S v,v1/,g, ez lényegében azt jelenti, hogy minél kisebb az egyedi volumeninclexek (s következésképpen a volumenindexek re- ciprok értékeinek) relatív szórása. annál közelebb esik egymáshoz a két alapfor-
mula értéke.
Mivel [ill-ben és llZI—ben a ül?-ra és Ggl-re kapott mindkét határ pozitív. a két egyenlőtlenséget összeszorozva s az így adódó szorzatokból négyzetgyököt von—
VO GZ
1/1_sMF (5041/1TVZF/13/
eredményre jutunk, ahol:
y:?"
a Fisher-féle volumenindex,
- __ _a'fm'
Ga "' l/Gg 64
pedig a Fisher-féle indexhez hasonlóan keresztezett multiplikatív felépítésű volu—
menindex.
A [13/ egyenlőtlenség is felírható a valamivel szemléletesebb
Víg—(Fleifu—v; /14/
a
módon, ami közvetlen kapcsolatot teremt a kétféle felépítésű volumenindex ..har—
madik generációs" Go és F formulái között. Eszerinta Go és F,, ..harmadik gene-
rációs" indexformulóka is annál jobban közelítik meg egymást. minél kisebb az egye——cli volumenindexek relatív szórása.
iNDEXFORMULÁK 177
Ehhez teljesen hasonló gondolatmenettel az árindex esetében az
__ (0)
(1 el))LP ( Gp ( Lp
2 /15/
Pp ( G,?) ( (1—l—ví-P) Pp, illetve
___ _ , %
V1—8p Fp(Gp( 1/1Jrv,pr [16/
és
ím,, _D _'z_í_
V1—sp( :—( V'l—l—viz /17/
egyenlőtlenségekhez jutunk. ahol:
rp : l/ LPPP és GP : 1/ 69631).
Természetesen a /15/ formulák is felirhatók a szemléletesebb G(O)
P
1—6 ( —— ( 1
p
LP
cm
'2
1 ( ( 1—Jf—V4p p
módon, ami a volumenindex esetében felírt hasonló szerkezetű formulákkal azonos módon értelmezhető.
A /13/. /14/, illetve /1ó/, /17/ egyenlőtlenségek kapcsolatot teremtenek az addi-
tív és a multiplikatív felépítésű indexkör tagjai között, s így matematikailag is alá—támasztják azt a megállapítást, hogy ... . . a két említett út -— ti. az additív és a mul- tiplikatív felépítésű indexek számítása — sokkal közelebb kerül egymáshoz, mint azt
az út elején gondolni lehet" ((1) 1182. old.). Ez egyben azt is jelenti, hogy teljesen
alaptalan a multiplikatív felépítésű indexformulák gyakorlati alkalmazásától valóidegenkedés.
Végül álljon itt egy számszerű illusztráció is az eddig mondottak szemléltetése céljából. Az alapadatokat az 1. tábla, a számításokhoz szükséges ax p, súlyadato- kat pedig a 2. tábla tartalmazza. (A számszerű példa forrása az (1) tanulmány
1184. old.)
Az additív felépítésű volumen- és árindexek értéke a következő:6
"4 : 1.8141140 Pa: 1.4704789 Fa : [6332839 Lp : 1.4008649 Pp : 1,'l355087 FP : 12612273.
6A számszerű összefüggések bemutathatósága érdekében minden számítást az egyébként indokoltnál pontosabban hajtottunk vég re.
5 Statisztikai Szemle
178
VITA LÁSZLÓ
A multiplikotív felépítésű formulákkal kapott eredmények:
Gál" : 1,4305693 GS" : 1.2592430
Gál) :1,8414121 GÉP : 1.2588916
Ea 21.6230427
EP :1.2590673.
1. tábla
A budapesti piacok néhány 1960. és 1970. évi adata
A felhozatal E
. gységór - o
Árucikk. mértékegység (333333) (éVl átlagár, forint) Egyed: indexek
1960 [ 1970 1960 [ 1970 mlm: ] p,/po
1. Elő csirke (kg) . . 958 l 4041 37,6 28,9 4.2181628 0.7686170 2. Vágott liba (kg) . 1 107 4144 29.5 39.2 0.4010840 1.3288136
3. Tojás (db) . . 21 652 97 016 1.8 1.5 4.4806946 0.8333333
4. Tejföl (l) . . '387 241 19.7 24,8 0.6227390 12588832
5. Burgonya (kg) . 21 629 37 752 3.2 3.7 1.7454344 1.1562500
6. Sórgorépo (kg) . 6 221 5 136 3.3 5.5 0.8255907 116666667
7. Fejes kóposzto (kg) 5 148 5 225 2.2 3.4 1.0149573 1,5454545
8. Korolóbé (kg) . . 2 937 2896 3.8 6.1 0.9860402 1.6052632
9. Zöldpopriko (kg) . 10 674 13 581 4.7 11.6 1.2723440 2.4680851
10. Paradicsom (kg) 12 129 7 174 2.2 6.9 0.5914750 3.1363636
11. Almo (kg) . 9 607 14 884 6.3 5.1 1.5492870 0.8095238
12. Szőlő (kg) 2 892 3 304 8.3 8.8 1.1424620 1.0602410
' Az egyedi indexek o multiplikotív felépítésű árindexek közötti kis eltérés miatt az egyébként indokolt-—
nál pontosabban vonnak szómíiva.
2. tábla
A számításokhoz szükséges ax py súlyadotok
(ezer forint)
Árucikk c10170 (NP! mpo mm
1. Élő csirke . . 36 O20.8 27 6862 151 941.6 116 7843 2. Vágott liba . 32 6565 43 394.4 13 098,0 17 404.8
3. Tojás 38 9736 32 478.0 174 628.8 145 524.0
4. Tejföl 7 623,9 9 597.6 4 747.7 5 976.8
5. Burgonya . 69 212,8 80 027,3 120 806.4 139 6824
6. Sórgorépo 20 529,3 34 215.5 16 948.8 282430
7. Fejes káposzta . 11 325,6 17 5032 11 495,0 17 765,0
8. Karalóbé . 11 160.6 17 915.7 11 004.8 17 6656
9. Zöld paprika . 50 167.8 123 818,4 63 830.7 157 539.6 10. Po rodicsom . 26 683,8 83 690,1 15 782.8* 49 5006
11. Alma 60 524,1 48 995,7 93 7692 75 908.4
12. Szőlő . . 24 003.6 25 449,6 27 4232 29 0752
Összesen ! 388 882,4
1 544771,7 ! 705477.o í 801 075,3
A /11/-—/17/ egyenlőtlenségek felírósóhoz szükséges további számítások ered-
ménye:v; :: 0.7488227
4
v. : 0.7215373
'a
INDEXFORMULÁK 179
v . :0,7077759
1/19
f(így Vig) z—O.7326388
illetve:
vf : 0.5059014
*?
V
ip
: 0.5055267
v1 h.? : 0.3761853 f(lp, mp) : —0.9263378.
ahol víg 610131 súlyozással. v; Gipo súlyozással. az összes többi mutató pedig vo :: CloPo
?
súlyozással keszült.
Ezeket felhasználva, /9/ és /10/ alapján
ea : -—[O,7215373- 0.7077759(—0.7326388)] : 03741489 EP : ——[0.5055267 - 0.3761853(——0.9263378)] : 0.1761632
és így [14/ a
0.791 ( —— ( 1.249, Gt:
F(!
/17/ pedig a
5
0.908 ( —" ( 1.121
Ft:
alakot ölti. A tényleges arányok:
Ea E,,
,_V : 0,994, "— : 0.998.
Fa FP
Láthatjuk, hogy elég tág határokat kaptunk — különösen a volumenindexek ese- tében —, de ez elsősorban példánk egyedi sajátossága, ami a két összehasonlított év közötti nagy távolságban áll. Az összehasonlított időszakok közötti nagy távol- ság általában megnöveli mindkét fajta egyedi indexek -— példánk esetében külö- nösen az egyedi volumenindexek — relatív szórását. Ha azonban egymást követő!
évek volumen— és áradatait vesszük alapul, akkor a multiplikatív és additív felépí—
tésű indexek hányadosára a fentinél jóval szűkebb határokat kapunk. Ha például az 1. táblában szereplő 12 cikk 1970. és 1971. évi felhozatali adatai alapján haj- tanánk végre a fenti számításokat. akkor (: volumenindex esetében
G
0.988 ( ——"— (1.011,
FG
az árindex esetében pedig
GP
0.990 ( "" ( 1.011
Fo
határokat kapnánk. amelyek az előbb kapottaknál valóban jóval szűkebbek. Ebben
5;
180 VlTA : INDEXFORMULÁK
az a tény játszotta a legnagyobb szerepet. hogy jelen esetben mind az egyedi vo—
lumen-. mind az egyedi árindexek relatív szórása mintegy 0.15 a korábban kapott
0.7 és 0.5 körüli értékekkel szemben. (A tényleges arányok a jelen esetben: 099986és 1.00005.)
Mindkét esetben látható, hogy a tényleges arányok l-hez igen közel esnek, ami ,
nem teszi kizárttá, hogy (: /l4/ és /17/ egyenlőtlenségekben szereplő határok még
tovább szűkíthetők.lRODALOM *
(1) Dr. Köves Pál: Az indexformulúk áttekintése. Statisztikai Szemle. 1975. évi 12. sz. 1178—1207. old.
(2) Köves Pál -— Párniczky Gábor: Általános statisztika. Közgazdasági és Jogi Könyvkiadó. Budapest.
1973. 817 old. — _ ,
,97 * (3) Köves Pál: lndexelme'let és közgazdasági valóság. Akadémiai doktori értekezés. Kézirat. Budapest.
8. — , ,
(4) Köves Pál: Statisztikai Indexek. Közgazdasági és Jogi Könyvkiadó. Budapest. 1956. 203 old.
PESIOME
B caoew cra'rbe aarop oruacfu Ha ocuoee oőmecraeunux nopamcos pasnmnux epen—
unx, oruacm me Ha öaae Beaumoaaauchocru Soprxeama ycranaanusaet cefrab Menza)!
MHAeKCöMH oőbema u ueu angnrnanoro " mynuunnuxauuonnoro crpoer-mn. Ocngecraneme sakmouenubrx :; cpopmynu [14/ u [17/ Hepaaeucrs aarop nonaeuaaer raxme Ha uncnoaam inpumepe.
SUMMARY
Relying partly on the well-known order 'of magnitude of different _averages and partly on the relation /ó/, due to Bortkiewicz. the author establishes in his article (: relationship between the auantity and price index numbers of additive and multiplicatíve type. Fulfilment of the ineaualities /14/ and /17/ is illustrated by (: numerical example, too.