ინდექსი

ინდექსი ეკონომიკაში, რაიმე ეკონომიკური მოვლენის თანმიმდევრული ­ცვალებადობის გამომხატველი პროცენტული რიცხვითი მაჩვენებელი. ეკონომიკაში ი-ები გა­მო­ი­ყე­ნე­ბა რთული ერთობლიობის შე­ფარ­დე­ბი­თი დახასიათებისათვის (ზრდისა და მატების ი-ები, გეგმის შესრულების ი-ები, ტერიტორიული ი-ები); ერთობლიობის სტრუქტურის ცვლილებებ­ზე დამოკიდებული საშ. სიდიდეების დინამიკის ანალიზში; რთული მოვლენის ცვლილებებში ცალკეული ფაქტორების კავშირების შესწავლისა და წილის შესა­ფასებლად.

ი-ების კლასიფიკაცია ხდება სხვა­და­სხვა ნიშნის მიხედვით: კვლე­ვის ობიექტების მიხედვით ი-ები შეიძლება იყოს მოცულობითი (რაოდენობითი, მოცულო­ბის მიხედვით, პროდუქციის გა­მოშვება ნატურალურ განზომილებაში და სხვ.) და ხარისხობრივი (ფასი, თვითღი­რე­ბუ­ლე­ბა, შრომის მწარმოებლურობა, მოსავლიანობა და სხვ.); საკვლევი ობიექტის ელემენტების მომცველობის ხარისხის მიხედვით – ინ­დი­ვი­დუ­ა­ლუ­რი (მარტივი), ჯგუფური და საერთო (შეწონილი); შე­და­რე­ბის ბაზის მიხედვით – დი­ნა­მი­კუ­რი, ტერიტორიული; შეწონის სახის მიხედვით – მუდმივი წონებით, ცვალებადი წონებით; გაანგა­რი­შების მეთოდოლოგიის და აგების ფორმის მიხედვით – აგრეგირებული და საშუალო (არითმ. და ჰარმონიული); გამოსაკვლევი ობი­ექტის ხასიათის მიხედვით – რაოდენობრივი მაჩვენებელი, ხა­რისხობრივი მაჩვენებელი; მოვლენის შე­დგენი­ლობის მიხედვით – ფიქსირებული შემადგენლობის, ცვალებადი შემადგენლობის; გამოთვლის პერიოდის მიხედვით – თვიური, კვარტალური, წლიური. შესადარი ბაზის მიხედვით განასხვავებენ საბაზისო (უცვლელი ბაზის) და ჯაჭვურ (­ცვლადი ბაზის) ი-ებს.

ი-ების აგრეგირებული ფორმა წარმოადგენს საერთო ი-ების ძირითად ფორმას. ინდივიდ. ი-ები იძლევა ამა თუ იმ ერთობლიობის ცალკეული ელემენტების შე­და­რებით დახასიათებას. მაგ., ცალკეული სახეობის პროდუქციის წარმოების ი., კონ­კრე­ტუ­ლი საქონლის ფასის ი. აგრეგირებული ი-ის შემთხვევაში შესასწავლი მოვლენა შეისწავლება სხვა ნიშნებთან კავშირში. მაგ., ფასების ზრდა სასურსათო საქონელზე (პურზე, ხორცზე, კვერცხზე და ა. შ.). აღნიშნულის გათვალისწინებით, ნებისმიერ აგრეგირებულ ი-ში ორი ელემენტია: ინდექსირებადი ნიშანი, რ-ის მიხედვითაც შეისწავლება ცვლილება; წონადი ნიშანი, რ-ის მიხედვითაც ხდება იმ ეკონ. მოვლენების ცვლილების შესწავლა, რ-თა შემადგენელი ელემენტები არათანაბარზომადია (მაგ., პური და თვითმფრინავით მგზავრობა).

ინდივიდ. ი-ების საშ. შეწონით მიიღება იგივე შედეგი, რაც აგრეგირებული ი-ის დროს. ჯგუფური ი-ები მოიცავენ ერთობლიობის ნაწილს (რომელიღაც ჯგუფს). ზოგჯერ მათ სუბინდექსსაც უწოდებენ, მაგ., პროდუქციის წარმოების ი-ები მრეწვ. ცალკეული დარგების მიხედვით. საერთო იები ახასიათებს ერთობლიობას მთლიანობაში. თავისი შინაარსით ისინი კრებსითი შე­ფარ­დე­ბითი მაჩვენებლებია და გა­მო­ხა­ტავენ საშუალო ცვლილებას, მაგ., ფასების, ხელფასების, პროდუქციის წარმოების მოცულობის და ა. შ.

ინდექსირებადი სიდიდეების შემადგენელი ნაწილების შესადარებლად გაანგარიშებაში გა­მო­ი­ყენე­ბა თანაფარდობის მაჩვენებელი – წონა, რ-იც უზრუნველყოფს რაოდენობრივ შედარებადობას საანგარიშო და საბაზისო პერიოდებს შორის. მაგ., ფიზ. მოცულობის ი-ის გაანგარიშებისას წარმოებული პროდუქცია ფასდება ერთსა და იმავე ფასებში. თვითღირებულების ი-ის გასაანგარიშებლად სარგებლობენ პროდუქციის ერთნაირი რაოდენობით. ამასთან, რაოდენობრივი (მოცულობითი) მაჩვენებლების დინამიკის ი-ების გაანგარიშებისას აიღება საბაზისო პერიოდის წონები, ხარისხობრივი მაჩვენებლების დინამიკის ი-ების გაანგარიშებისას კი – საანგარიშო პერიოდის წონები. ი-ების გამოყენება შესაძლებლობას იძლევა, განისაზღვროს თითოეული ფაქტორის გავლენა განზოგადებული (საშედეგო) მაჩვენებლის (ნიშნის) ცვლილებაზე. ყოველ ი-ში გამოიყოფა სამი ელემენტი: ინდექსირებადი მაჩვენებელი, რ-ის დონეთა თანაფარდობა ახასიათებს ი-ს; შედარებადი დონე, რ-ის შედარებასაც ახდენენ სხვა დონესთან; საბაზისო დონე, რ-ის მიმართაც ხდება შედარება. ი-ის გაანგარიშებისათვის ხდება შედარებადი დონის შეფარდება საბაზისო დონესთან და მიღებული შედეგი გამოიხატება კოეფიციენტის სა­ხით (თუ საბაზისო მაჩვენებელს აიღებენ 1-ად) ან პროცენტის სა­ხით (თუ საბაზისო მაჩვენებელი მიჩნეულია 100%-ად). პროდუქციის ფიზ. მოცულობის ი. გვიჩვენებს, თუ რამდენად შე­ი­ცვა­ლა პროდუქციის ღი­რებუ­ლე­ბა მისი წარმოების მოცულობის ცვლილების შედეგად, ფასების ი. – თუ რამდენად შე­იცვა­ლა პროდუქციის ღი­რე­ბუ­ლება ფასების ცვლილების შედეგად. ფასების ი-ის გაანგარიშებისათვის თანმიმდევრულად ხორციელდება საქონელ-წარმომადგენელთა კალათის განსაზღვრა, კალათის ღირებულების გამოთვლა; საბაზისო წლის არჩევა და ი-ის გამოთვლა; ინფლაციის დონის გამოთვლა. ფასების დონის ცვლილების დასახასიათებლად გამოიყენებენ ე. წ. პააშეს ი-სა და ლასპეიერსის ი-ს.

ეკონ. პრაქტიკაში სარგებლობენ აგრეთვე ბაზრის, საფონდო ბირჟის, დოუ-ჯონსის, ­შემოსავლების კონცენტრაციის (ჯინის), ცხოვრების ღირებულების და სხვა ი-ებით.

საქართველოში ყველაზე ფართოდ გა­მო­ი­ყე­ნე­ბა სამომხმარებლო ფასებისა და ცხოვრების ღირებულების ი-ები, რ-თა გაანგარიშება ხორციელდება 1996-იდან. 2016 წელს 1995 წელთან შე­და­რე­ბით სამომხმარებლო ფასების ი-მა 434,5% შეადგინა, ლა­რის ი-მა აშშ დოლართან – 204,5%, ხოლო ლარის მყიდველობითი უნა­რიანობის ი-მა – 23,0%. სამომხმარებლო ფასების საშ. წლიურმა დონემ 2016 წ. 2015 წელთან შე­და­რე­ბით შეადგინა 102,1%, რადგან ვალუტის მყიდვე­ლობითი უნა­რიანობის ი. სამომხმარებლო ფასების ი-ის შებრუნებული მაჩვენებელია, 2016 წ. ქართ. ლარის მყიდველობითი უნა­რიანობის ი. წინა წელთან შედა­რე­ბით იქნება 97,9% [(1/102,1) × 100].

პროდუქციის ფიზიკური მოცულობის, მოსახლეობის რიცხოვნობის ან დასაქმებულთა რაოდენობის დინამიკის დასახასიათებლად გა­მო­ი­ყე­ნე­ბა ინ­დი­ვი­დუ­ა­ლუ­რი ი. 2010 წ. სა­ქართვ. ეროვნ. მეურნეობაში დასაქმებულთა რაოდენობამ შეადგინა 1628,1 ათ. კაცი, 2016 წ. კი – 1763,3 ათ. კაცი. დასაქმებულთა რიცხოვნობის ი. 2016 წლისთვის იქნება 108,3% [(1763,3/1628,1) × 100].

მთლიანი შიდა პროდუქტის საბაზისო (უცვლელი ბაზის) ი-ები 2010–16 წწ. იყო (%-ობით): 2010 წ. – 100,0; 2011 წ. – 107,2; 2012 წ. – 114,1; 2013 წ. – 117,9; 2014 წ. – 123,4; 2015 წ. – 127,0; 2016 წ. – 130,6, ხოლო ჯაჭვური (ცვლადი ბაზის) ი-ები (წინა წელთან შედარე­ბით): 2010 წ. – 106,2; 2011 წ. – 107,2; 2012 წ. – 106,4; 2013 წ. – 103,4; 2014 წ. – 104,6; 2015 წ. – 102,9; 2016 წ. – 102,8.

შემოსავლების კონცენტრაციის (ჯინის), ანუ საზ-ბის დიფერენცირების დონის მახასიათებელი ი-ის მნიშვნელობა მერყეობს 0-იდან 1-მდე. რაც უფრო ახლოსაა ეს მაჩვენებელი 0-თან, მით უფრო თანაბრადაა განაწილებული მოსახლეობის შემოსავლები და ხარჯები. ჯინის ი. საქართველოში საკმაოდ მაღალია: 2016 წ. მთლიანი შემოსავლების მიხედვით მან შეადგინა 0,40, ფულადი სახსრებისა და ხარჯების მიხედვით – შე­სა­ბა­მი­სად, 0,41 და 0,43. მსოფლიოს 138 ქვეყნიდან, რებზეც მოიპოვება მონაცემები ჯინის ი-ზე, სა­ქარ­თვე­ლო ფულადი შემოსავლების მიხედვით 33–34 ად­გი­ლებს იყოფს ფილიპინებთან და აღემატება როგორც პოსტსაბჭოთა ყველა ქვე­ყა­ნას, ისე გერმანიის (0,27), საფრანგეთის (0,30) და მთლიანად ევროკავ­ში­რის საშ. (0,31) მაჩვენებლებს.

სა­ქარ­თვე­ლო­ში საშ. ოჯახის საარსებო მინიმუმმა 2010 იანვარში შეადგინა 214,7 ლარი, 2017 იანვარში კი – 287,9 ლარი. შესა­ბა­მი­სად, ბოლო 7 წელიწადში საშ. ოჯახის საარსებო მინიმუმის (ცხოვრების ღირებულების) ი-მა შეადგინა 129,9% (278,9:214,7).

სა­ქარ­თვე­ლოს ეროვნ. მეურნეობაში დასაქმებულთა საშ. ყოველთვიური ნომინალური ხელფასი იყო (ლარებში): 2000 წ. – 72,3; 2010 წ. – 597,6; 2016 წ. – 940,0. შე­სა­ბა­მი­სად, საშ. ნომინალური ხელფასის ი. 2016 წ. 2000 წელ­თან შე­და­რე­ბით შეადგენდა 1300,1% (940,0:72,3=1300,1%), ხოლო 2010 წელთან შე­და­რე­ბით – 157,3% (940,0:597,6=157,3%). რეალური ხელფასის გაანგარიშება ხდება ნომინალური ხელფასის ი-ის თანაფარდობით სამომხმარებლო ფასების ი-თან. სამომხმარებლო ფასების ი-მა 2016 წ. 2000 წელთან შედარებით შეადგინა 227,1%, ხოლო 2010 წელთან შედარებით – 119,9%. შესაბამისად, საქართვ. ეროვნ. მეურნეობაში დასაქმებულთა რეალური ხელფასის ი. 2016 წელს 2000 წელთან შედარებით იყო 572,5% (1300,1:227,1), ხოლო 2010 წელთან შედარებით – 131,2% (157,3:119,9).

საფონდო ბაზრის დინამიკის დასახასიათებლად გა­მო­ი­ყე­ნე­ბა ბაზრის ი., რ-იც იანგარიშება მიმოქცევაში მყო­ფი ფასიანი ქაღალდების ფასების ჯამის თანაფარდობით ბაზარზე გატანილი ფასიანი ქაღალდების რაოდენობასთან. სა­ქარ­თვე­ლო­ში საფონდო ბაზრის გან­ვითარების დაბალი დონის გამო, ეს ი-ები პრაქტიკულად არ გამო­ი­ყე­ნე­ბა.

ლიტ.: გაბიძაშვილი ბ., სტატისტიკის ზო­გა­დი თეორია, თბ., 2006; Липпе Ф., Экономическая статистика, Висбаден, 1994; Минашкин В. Г., Шмойлова Р. А., Садовникова Н. А. и др. , Теория статистики, М., 2008.

ი. არჩვაძე