2.4.3. ИНДЕКСЫ ДИВИЗИА В ЭКОНОМИЧЕСКОМ ФАКТОРНОМ АНАЛИЗЕ
В преподавании экономического факторного, в том числе индексного, анализа [2, 7], объединяющего разнообразные методы исследования количественного влияния изменений факторов на изменение результирующего показателя, также представляется целесообразным уделить внимание индексам Дивизиа и тесно связанным с ними индексам Монтгомери, Фогта и др., детально обсуждаемым в специальной литературе [44, 45, 52], где подчёркиваются их серьезные методические достоинства: они обладают рядом полезных и естественных свойств, в частности удовлетворяют критериям транзитивности и агрегирования, дают один из возможных и эффективных путей сближения алгоритмического, статистического, экономического и аксиоматического подходов к конструированию индексов.
В то же время отмечается, что вычислительные трудности создают серьёзные препятствия для практического применения индексов Дивизиа, так как их вычисление, в соответствии с исходным определением, путём непосредственного интегрирования является очень трудоёмкой процедурой; поэтому значение хорошей аппроксимационной формулы, поиск «заменителей» индексов Дивизиа, невозможно переоценить.
Эти же проблемы заслуживают внимания и в плане преподавания данного материала [17, 105].Истоки указанных трудностей коренятся в определяющей идее непрерывного взвешивания, в соответствии с которой индексы Дивизиа вводятся в контексте интегрального метода экономического факторного анализа, опирающегося для произвольной функции нескольких переменных
f = f (х) = f ( xb x2,..., xm )
0
на точное представление её приращения Df = f (х1) - f (х0), при пути ин-
тегрирования х = x(t), 0 < t < 1, в следующем виде:

(2.37)
При этом, если
m
v = E vi, vi = qi ¦ pi, Dv =v1 -
i=1
то
(2.38)
Dv = ? j pi (t )¦ Ш* + ? J qi (t )¦ ^t.
dt
i=10 dt i=10
Для введения индексов Дивизиа, в соответствии с логарифмическим методом экономического факторного анализа, рассматривается функция f = ln( v) и её приращение в двух представлениях
Df = ln( v1) - ln( v 0) = ln
vv %
тогда точные индексы Дивизиа Dq , Dp определяются на основе формулы
qi(t) dpi(t)
dt =
Df = ln( v1) - ln( v 0) = ? j ^ dt + f j *
i=10 v(t) dt i=10 v(t) dt
= ln
expj[v(t )]-1\' Ъ (t )¦ dqttl dt[ + ln jexpj[v(t )]-1\' jrqi (t )¦ ^ dt
0 i=1 dt 0 i=1 dt
= ln Dq + ln Dp,
а приближённые Dq , Dp - на основе формулы
0
V
v
v
v
v
0
0
= ln
= ln
Df = ln
v1 - v0 =Dv 0 „0
10 1+v - v
\' v 0 + (v1 - v 0)Л
v1 Л
vv
m
exp Ej
m
exp Ej
dt
+ ln
dt
0
1 pi(t) dqi(t)
v
v
dt
= ln
i=10 1 qi(t) dpi(t)
dt
i=10
ln Dq + ln Dp.
В случае линейного пути интегрирования
qi (t) = qi +1(q1 - q0), pi (t) = p0 +1(p1 - p0), 0 < t < 1;
qi - q0
\\pi +1 (p1 - p0)
dt =
0
v
v
j pi(t) dqi(t) dt = j j 0 \' dt j
0
0
10 qi - qi
1
00
1
1
21
qi - qi PI + PI
0
0
2
v
P0 t \\ + (p1 -P^ t-| 0 2 0
индексы
1
о
P0 + ri
1
о
q0 + q1 2
m
qi - qi
Pi - Pi
m
dL = exp ?
D^ = exp ?
о
\'q о 2 \' P
i=1 v 2 i=1 v~
А в случае экспоненциального пути интегрирования
qj_ q0
Pi_
P0
\' 1 ^ f Л
q 0 • exp
qi (t)
О < t < 1;
t
t
Pi (t) = P0 • exp
PL
P0
qj_ q0
1 Pi (t) dqi (t) 7 1 1 о
•q0 • exp
t
t
J^r "0• P0\'exp
/ /
\\
1
t • ln V0
V v0y
v
exp
v
Л
с
.0
1
О 1 1
v
t ~
dt = ^ • ln % •
0 0 v qi
v
vi і qi r
l" 4
vi
= ~ • ln —• I exp
0 i 0
l. 4
vi
v
v
V
q0 0 • ln Ц-dt
q°
1
0 -1
=v0 • ln 4 •
v0 q0
1
1
v
vi - vi
0
• ln %: іп-1- ; .0 „0 \'
v
v
qi
для вычисления индексов получаем выражения:
M v1
.0
1
1
mvj
• ln 4: ln 4
v
DE = exp
dE = exp ?
• ln
0
i =1 v
i =1 v
qi
v
4:1" 4 00 Pivi
Как с методической, так и с практической точки зрения ценность исходно используемого точного представления (2.37) в значительной степени теряется при переходе к приближённым индексам Дивизиа, хотя и более простым для вычисления, но связанным с приближённым равенством
0
1
v
v
v
ln
v
1+
0
0
v
v
справедливость которого к тому же не соответствует современным экономическим условиям, когда приращения факторов и показателей зачастую не являются малыми.
Использование в экономическом факторном анализе формулы конечных приращений Лагранжа даёт вместо (2.37) представление, тоже точное и не предполагающее малости приращений участвующих в нём величин, чем снимается последнее замечание:
0
0
0
n
Df = ? i =1
df (х1 +aA^1,..., Х, + aDxi,..., xm + aAxm)
•AX, , (2.39)
где параметр 0 < a < 1, несмотря на неконструктивный характер теоремы Лагранжа в общем случае, допускает эффективное вычисление для специальных структур функций.
Так, для функции v указанного выше вида a = 0,5, что приводит к имеющему экономический смысл точному и не связанному с реальными величинами приращений (независимо от того, малы они или нет) представлениюDv Е«Ы0 P0+P1 , Ep\'-pi q0+q1
v0_ E1 v0 2 ¦ v0 2 \'
которое хотя и может быть получено с использованием D^, D^, но предложенный здесь его вывод существенно проще.
Кроме того, для функции f = ln( v) из уравнения
0
v0 + Dv
= ln( v 0 + a ¦ Dv) ¦ Dv
Df = ln
нетрудно найти
v0 + Dv 0 - v
v0
Dv
a "n = AV \' что даёт точное и не связанное с реальными величинами приращений (независимого то того, малы они или нет) представление
Df = ln(v0 + a ln ¦ Dv) ¦ Dv,
впрочем, совпадающее с
Df = ln( v 0 + Dv) - ln( v 0).
Таким образом, вышеприведённые расчёты позволяют проследить эволюцию методов Дивизиа и показать пользователю данного аппарата выкладки для расчёта основных показателей исследованного подхода к оценке хозяйственной деятельности.
Также представляется полезным при изложении данного материала подчеркнуть взаимосвязи между различными системами индексов. Точные индексы Дивизиа, полученные при линейном пути интегрирования и совпадающие при этом с натуральными индексами Фогта, определяются сложными, не имеющими ясной интерпретации формулами; для экспоненциального пути ситуация оказывается ещё менее приемлемой.
С другой стороны, индексы Монтгомери представляют собой скорректированные приближённые индексы Дивизиа, порождаемые экспонен-
циальным путём и факторным разложением (2.38). Наконец, точные индексы Дивизиа, порождаемые степенным путём, совпадают с приближёнными индексами Монтгомери. В этом случае, имея аксиоматическое обоснование и представляя собой точные индексы Дивизиа для степенного пути, индексы Монтгомери оправдывают использование близких к ним по значениям других, возможно более просто вычисляемых и эвристически вводимых индексов.
Еще по теме 2.4.3. ИНДЕКСЫ ДИВИЗИА В ЭКОНОМИЧЕСКОМ ФАКТОРНОМ АНАЛИЗЕ:
- Блюмин С.Л., Суханов В.Ф., Чеботарёв С.В.. Экономический факторный анализ: Монография. - Липецк: ЛЭГИ,2004. - 148 с., 2004
- 6.2. Факторный анализ себестоимости продаж. Влияние себестоимости на величину прибыли от продаж Факторный анализ себестоимости прода
- 36. Показатели рентабельности предприятия. Факторный анализ экономической рентабельности
- 5.2.2. Факторный анализ рентабельности продукции
- 5.2.3. Факторный анализ рентабельности продаж
- 5.1.1. Факторный анализ валовой (балансовой) прибыли
- 3.1.3. Факторный анализ производительности труда
- 5.1.2. Факторный анализ прибыли от реализации продукции
- Факторный анализ как инструмент выявления резервов ростаэффективности сегмента
- 5.1.4. Внутрифирменный факторный анализ прибыли от реализации продукции
- 10.2. Методы факторного анализа рентабельнсти активов и собственного капитала
- 45. Использование факторного анализа д енежных потоков
- 5.1.3. Факторный анализ динамики нераспределенной прибыли (непокрытого убытка)
- 5. Факторный анализ затрат на 1 рубль продукции
- 1.6.11. Графическая интерпретация результатов факторного анализа