Xreferat.com » Рефераты по статистике » Добыча и экспорт нефти в 2000 и 2001 годах и их анализ

Добыча и экспорт нефти в 2000 и 2001 годах и их анализ

порядке оказания безвозмездной (гуманитарной) помощи и в качестве дара, товары неорганизованной торговли, посылки, имущество мигрантов.

Экспорт и импорт услуг охватывают транспортные услуги, туризм, коммуникационные услуги, строительные, страховые, финансовые, компьютерные и информационные услуги, рекламу, бухгалтерский учет, управленческое консультирование и другие виды услуг.

На примере следующих данных системы национальных счетов

2000г. рассмотрим методы расчета валового внутреннего продукта на разных стадиях воспроизводственного цикла:

Валовой выпуск в основных ценах – 11604414,6 млрд. руб.

Налоги на продукты – 942938,4 млрд. руб.

Субсидии на продукты (-) – 127366 млрд. руб.

Промежуточное потребление – 5356624,2 млрд. руб.

Оплата труда – 2821460,8 млрд. руб.

Налоги на производство и импорт – 1348178 млрд. руб.

Субсидии на производство и импорт (-) – 139493,2 млрд. руб.

Валовая прибыль и валовые смешанные доходы – 3033247,2 млрд. руб.

Конечное потребление – 4506256,2 млрд. руб.

Валовое накопление – 2373099,7 млрд. руб.

Экспорт товаров и услуг – 3232388,5 млрд. руб.

Импорт товаров и услуг – 1761083,5 млрд. руб.

Производственный метод:

ВВП = 11604414,6 + 942938,4 – 127366 – 5356624,2 = 7063392,8 млрд. руб.

Распределительный метод:

ВВП = 2821460,8 + 1348178 – 139493,2 + 3033247,2 = 7063392,8 млрд. руб.

Метод конечного использования:

ВВП = 4506256,2 + 2373099,7 + 3232388,5 – 1761083,5 = 8350660,9 млрд. руб.

Статистическое расхождение составило 1271317,4 млрд. руб.

Таким образом, расчет ВВП на стадии производства отражает источники производства. Он учитывает валовой выпуск за отчетный период продуктов и услуг производственных единиц всех отраслей в ценах производства за вычетом стоимости их промежуточного потребления по ценам потребления. Этот метод имеет важное значение в анализе результатов функционирования экономики в целом и отдельных ее структурных подразделений как в стране, так и в регионах. Он позволяет охарактеризовать вклад каждой отрасли, сектора экономики в создание ВВП, отразить отраслевую структуру и характер развития экономики.

ВВП, рассчитанный на стадии распределения, позволяет проанализировать состав и структуру доходов, затраты факторов производства, распределение валовой добавленной стоимости между ее производителями. Этот метод расчета имеет самостоятельное значение в экономическом анализе, прежде всего в анализе доходов и их структуры, в характеристике налогового бремени, доли валовой прибыли в ВВП. Расчеты этим методом ВВП отраслей секторов экономики позволяют углубить анализ и выявить специфику формирования результатов их функционирования, степени развития рыночных отношений в том или ином секторе, отрасли на основе сравнения доли предпринимательского дохода и доходов от собственности.

На стадии конечного использования рассчитанное значение ВВП отражает роль последнего в удовлетворении потребностей конечных потребителей и в увеличении национального богатства страны.

3. Экономико-статистический анализ.

Анализ и обобщение статистических данных и являются заключительным этапом статистического исследования, конечной целью которого является получение теоретических выводов и практических заключений о тенденциях и закономерностях изучаемых социально-экономических явлений и процессов.

Для проведения экономико-статистического анализа были взяты данные счета производства по отраслям экономики в 1992 – 2000 годах в текущих ценах (приложение 1). Пересчет такого важнейшего стоимостного показателя системы национальных счетов, как валовой внутренний продукт, из текущих цен в сопоставимые осуществляется с помощью индекса-дефлятора (это коэффициент, переводящий значение стоимостного показателя за отчетный период в стоимостные измерители базисного периода). Индекс-дефлятор валового внутреннего продукта представляет собой индекс цен, применяемый для корректировки номинального объема валового внутреннего продукта с учетом инфляции и получения на этой основе реального его объема.

В нашем случае индексы-дефляторы валового внутреннего продукта следующие (таблица 1):

Таблица 1.

	1992	1993	1994	1995	1996	1997	1998	1999	2000
Индекс-дефлятор, в долях к предыдущему году	15,9	9,9	4,1	2,8	1,4	1,1	1,1	1,6	1,4

I_{дефлятор
ВВП} = ВВП_{в
текущих ценах} / ВВП_{в сопоставимых
ценах}

На основании индекса-дефлятора, соответствующего определенному году, был проведен пересчет стоимости объема производства валового внутреннего продукта из текущих цен в сопоставимые (приложение 2). Также для наглядности и облегчения интерпретации полученных результатов эти же данные были переведены в проценты (приложение 3).

3.1. Экономико-статистический анализ динамики валового внутреннего продукта.

Перед тем, как перейти к анализу динамики валового внутреннего продукта, выявим, существует ли тенденция вообще в изучаемом ряду динамики. Для достижения этой цели наиболее эффективным и дающим хорошие результаты является такой метод, как Кумулятивный Т-критерий. Он позволяет определить наличие не только самой тенденции, но и ее математического выражения – тренда. Выдвигается основная гипотеза (H₀:) об отсутствии тенденции в исходном ряду динамики. Гипотеза проверяется на основе кумулятивного Т-критерия, расчетное значение которого определяется по следующей формуле:

,где

Z_n – это накопленная сумма отклонений эмпирических значений признаков от среднего уровня исходного ряда динамики;

- общая сумма квадратов отклонений, определяемая по формуле:

По данным таблицы 2, рассчитаем значение критерия.

Таблица 2.

Года	Y	Y²	Y_i– Yср.	Z_n	Z_n²
1992	1174,3	1378980,49	-1501672,656	-1501672,656	2,25502E+12
1993	15752,7	248147557,3	-1487094,256	-2988766,911	8,93273E+12
1994	137279,7	18845716032	-1365567,256	-4354334,167	1,89602E+13
1995	507164,9	2,57216E+11	-995682,0556	-5350016,222	2,86227E+13
1996	1402261,5	1,96634E+12	-100585,4556	-5450601,678	2,97091E+13
1997	2057518	4,23338E+12	554671,0444	-4895930,633	2,39701E+13
1998	2274192	5,17195E+12	771345,0444	-4124585,589	1,70122E+13
1999	2667572,1	7,11594E+12	1164725,144	-2959860,444	8,76077E+12
2000	4462707,4	1,99158E+13	2959860,444	0	0
Сумма	13525623	3,86797E+13	0	-31625768,3	1,38223E+14

1,83527E+13;

7,53145605

По таблице t-распределение Стьюдента определим для и . (0.05;7)=2,262158887.

Так как Т_расч.>Т_крит., то гипотеза об отсутствии тенденции в исходном ряду динамики отвергается. Следовательно, в данном ряду есть тенденция и ее математическое выражение – тренд.

Мы подтвердили, что в изучаемом ряду динамики существует тенденция. Теперь попытаемся определить ее вид. Это сделаем с помощью метода сравнения средних уровней ряда динамики.

Метод сравнения средних уровней ряда динамики.

Разобьем весь исходный ряд динамики на две приблизительно равные части, каждая из которых рассматривается как самостоятельная, независимая совокупность, имеющая нормальное распределение. Для каждой части определяем выборочные характеристики n₁, n₂, , , , . Эти характеристики рассчитываются по следующим формулам:

;

Выдвинем гипотезу H₀: о отсутствии тенденции средней в исследуемом ряду динамики. Гипотеза проверяется на основе t-критерия Стьюдента, расчетное значение которого определяется по следующей формуле:

Результаты вычислений по вышеуказанным формулам приведены в таблице 2.

n₁=5, n₂=4;

=1502846,956, =412726,62, =2865497,375

3,477E+11, 8,98182E+11

t_расч.= -4,786061765

По таблице t- распределение Стьюдента определим t_крит. для 0,05 и , то есть t_крит.= 2,36462256. Так как |t_расч.| > t_крит, то гипотеза H₀ о равенстве средних двух нормально распределенных совокупностей отвергается. Следовательно средние различаются между собой значимо и расхождение между ними носит неслучайный характер. В ряду динамики существует тенденция среднего уровня.

Также проверим гипотезу H₀: об отсутствии тенденции в дисперсиях в исследуемом ряду динамики, которая сводится к проверке гипотезы о равенстве дисперсий двух нормально распределенных совокупностей. Гипотезу проверим с помощью F-критерия Фишера-Снедекора, расчетное значение которого определяется по следующей формуле: ()

F_расч.= 2,582962905

Критическое значение критерия определяется по таблице F-распределение при уровне значимости и числе спеней свободы и , то есть F_крит.= 6,59.

Гипотеза о равенстве дисперсий двух нормально распределенных совокупностей не отвергается, так как F_расч< F_крит.. В ряду динамики отсутствует тенденция дисперсии, то есть дисперсии различаются несущественно и расхождение между ними носит случайный характер. Это свидетельствует о том, что в течении девяти лет разброс объема производства валового внутреннего продукта относительно своего среднего уровня изменился несущественно.

Мы выявили, что изменение объема производства валового внутреннего продукта с течением времени имеет тенденцию. Для определения характера тенденции построим ее модель.

Сначала рассмотрим модель первого порядка, то есть попытаемся описать тенденцию изучаемого явления с помощью уравнения первой степени:

Для нахождения коэффициентов уравнения рассмотрим следующую систему уравнений:

Решив систему, мы получили следующие значения параметров уравнения:

;

На основании таблицы 3 мы получили следующее уравнение, описывающее тенденции изменения объема производства валового внутреннего продукта:

1502846,956+527096,1383*t

Таблица 3.

Года	Y	T	Yt	t²	Yt	(Y_i– Yt)²
1992	1174,3	-4	-4697,2	16	-605538	3,681E+11
1993	15752,7	-3	-47258,1	9	-78441,5	8872539673
1994	137279,7	-2	-274559,4	4	448654,7	9,6954E+10
1995	507164,9	-1	-507164,9	1	975750,8	2,1957E+11
1996	1402261,5	0	0	0	1502847	1,0117E+10
1997	2057518	1	2057518	1	2029943	760375447
1998	2274192	2	4548384	4	2557039	8,0003E+10
1999	2667572,1	3	8002716,3	9	3084135	1,7352E+11
2000	4462707,4	4	17850829,6	16	3611232	7,2501E+11
Сумма	13525623	0	31625768,3	60	13525623	1,6829E+12

Подставим в это уравнение прямой значение t и по полученным данным построим график (рис. 1).

Рис. 1. График наблюдаемых и модельных значений.

В данном случае среднеквадратическая ошибка, характеризующая степень отклонения эмпирических значений признака от полученных модельных значений составила 432424,1133. В виду того, что ошибка получилась достаточно большая, построим модель более высокого порядка.

Рассмотрим уравнение второго порядка:

Для нахождения коэффициентов уравнения рассмотрим следующую систему уравнений:

Решив систему, мы получили следующие значения параметров уравнения:

; ; .

На основании таблицы 4 мы получили следующее уравнение, описывающее тенденции изменения объема производства валового внутреннего продукта:

1121639,536+527096,138*t+57181,11288*t²

Таблица 4.

Года	Y	T	Yt	t²	Yt²	t⁴	Yt	(Y_i– Yt)²
1992	1174,3	-4	-4697,2	16	18788,8	256	-71847,2	5332141055
1993	15752,7	-3	-47258,1	9	141774,3	81	54981,14	1538870291
1994	137279,7	-2	-274559,4	4	549118,8	16	296171,7	2,5247E+10
1995	507164,9	-1	-507164,9	1	507164,9	1	651724,5	2,0897E+10
1996	1402261,5	0	0	0	0	0	1121640	7,8749E+10
1997	2057518	1	2057518	1	2057518	1	1705917	1,2362E+11
1998	2274192	2	4548384	4	9096768	16	2404556	1,6995E+10
1999	2667572,1	3	8002716,3	9	24008149	81	3217558	3,0248E+11
2000	4462707,4	4	17850829,6	16	71403318	256	4144922	1,0099E+11
Сумма	13525623	0	31625768,3	60	107782600	708	13525623	6,7585E+11

Подставим в это уравнение параболы значение t и по полученным данным построим график (рис. 2).

Рис. 2. График наблюдаемых и модельных значений.

В данном случае среднеквадратическая ошибка, характеризующая степень отклонения эмпирических значений признака от полученных модельных значений составила 274034,5041. Значение ошибки получилось почти в два раза меньше, чем в предыдущем случае. Это говорит о том, что модель, построенная по уравнению параболы, лучше описывает изменение объема производства валового внутреннего продукта с течением времени. Полученные параметры уравнения говорят о положительной тенденции в изменении объема производства валового внутреннего продукта.

Теперь дадим обобщенную характеристику динамики объема производства валового внутреннего продукта, и выявим отрасли, которые вносят наибольший вклад в его формирование.

Анализ скорости и интенсивности развития явления во времени осуществляется с помощью обобщающих статистических показателей, которые получаются в результате сравнения уровней между собой. К таким показателям относятся: средний абсолютный прирост, средний темп роста, средний темп прироста. Обобщающим показателем скорости изменения явления во времени является средний абсолютный прирост. Этот показатель дает возможность установить, насколько в среднем за единицу времени должен увеличиваться уровень ряда, чтобы, отправляясь от начального уровня ряда за данное число периодов, достигнуть конечного уровня. Для определения этого показателя воспользуемся формулой:

В среднем за год объем производства валового внутреннего продукта должен увеличиваться на 557691,637 млн. руб., чтобы достигнуть уровня 2000года.

Сложной обобщающей характеристикой интенсивности изменения уровней ряда динамики служит средний темп роста, показывающий, во сколько раз в среднем за единицу времени изменился уровень динамического ряда. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

Средний темп роста в нашем примере получился равный 2,802, это говорит о том, что объем производства валового внутреннего продукта в 2000 году больше его объема в 1992 году в 2,802 раза.

Также применяется еще один показатель - средний темп прироста. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

Полученное значение среднего темпа прироста показывает, что уровень 2000 года выше уровня 1992 года на 180,2 %. Это свидетельствует о высоких темпах роста объема производства валового внутреннего продукта с течением времени.

Мы рассмотрели показатели скорости и интенсивности развития явления во времени, и на основании полученных значений показателей можно сделать вывод о положительной тенденции развития явления за период с 1992 года по 2000 год.

Таким образом, объем производства валового внутреннего продукта за изучаемый период имеет тенденцию к увеличению, о чем также свидетельствует полученное уравнение, описывающие развитие явления с течением времени. Наибольший скачок в увеличении объема производства валового внутреннего продукта относится к 2000 году, при этом наибольший вклад в формирование объема производства вносят такие отрасли, как промышленность (28,89 %), торговля и общественное питание (18,67 %), строительство (5,96 %) и услуги управления, включая оборону (4,38 %).

С течением времени с 1992 года по 2000 год отрасли, которые имеют наибольшую долю в формировании объема производства валового внутреннего продукта, меняются. Но, несмотря на это можно выделить отрасли, которые независимо от увеличения или уменьшения объема выпускаемой ими продукции, являются основными в объеме производства валового внутреннего продукта. К таким отраслям можно отнести: промышленность, строительство, сельское хозяйство, транспорт, торговля и общественное питание, услуги управления, включая оборону, а также образование, культура и искусство.

3.2. Экономико-статистический анализ структуры валового внутреннего продукта.

Структура сложного социально-экономического явления всегда обладает той или иной степенью подвижности, имеет свойство меняться с течением времени как в количественном, так и в качественном отношении. Поэтому для анализа структуры производства валового внутреннего продукта были взяты данные за период с 1992 – 2000 года (приложение 3).

Рассмотрим показатели, характеризующие изменение структуры валового внутреннего продукта:

Абсолютный прирост удельного веса. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

d_i= d_in - d_i₁

Вычислим прирост удельного веса производства товаров и услуг, который покажет нам, на какую величину в процентах возросла или уменьшилась структурная часть в 2000 году по сравнению с 1992 годом.

d_т = -7,8

d_у = -5.41

Таким образом, полученные абсолютные приросты удельного веса показали, что производство товаров и производство услуг в 2000 году по сравнению с 1992 годом снизилось на 7,8 процентных пункта и 5,4 процентных пункта соответственно.

Вторым показателем, характеризующим изменение структуры валового внутреннего продукта, является средний абсолютный прирост удельного веса, который определяется по формуле:

d_т = -0,975; d_у = -0,676.

Удельный вес производства товаров ежегодно уменьшался в среднем за девять лет на 0,975 процентных пункта, а удельный вес производства услуг на 0,676 процентных пункта в среднем за девять лет.

Также применяется еще один показатель - средний темп роста удельного веса. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

Используя эту формулу, определим средний годовой темп роста удельного веса производства товаров = 0,979 и услуг = 0,987.

Итак, производство услуг ежегодно уменьшалось в среднем за девять лет в 0,987 раз, а производство товаров снизилось в среднем за девять лет в 0,979 раз.

Применяется еще один показатель – средний удельный вес производства товаров и услуг, который можно определить по следующей формуле:

= 44,79 %; = 55,21 %.

Полученные значения свидетельствуют о том, что в среднем за девять лет средние удельные веса объемов производства товаров и производства услуг равны 44,79 % и 55,21 % соответственно.

Мы рассмотрели показатели, позволяющие измерить те количественные изменения, которым подверглась каждая отдельно взятая часть изучаемой совокупности. В тоже время перед нами в ряде случаев встает задача в целом оценить структурные изменения изучаемого явления, имеющие место за определенный временной интервал и характеризующие подвижность или, наоборот, стабильность, устойчивость данной структуры. Среди предлагаемых для этих целей обобщающих показателей можно выделить, такой как линейный коэффициент абсолютных структурных сдвигов, который рассчитывается по следующей формуле:

Он показывает среднее изменение удельного веса в процентах, которое имело место за рассматриваемый временной интервал, в нашем случае берется интервал, равный девяти годам.

Для товаров: = 3,90

Для услуг: = 2,71

Среднее изменение удельного веса производства товаров и услуг за период с 1992 года по 2000 год составило 3,9 процентных пункта и 2,71 процентных пунктов соответственно.

Также применяется еще один коэффициент: квадратический коэффициент абсолютных структурных сдвигов. Данный коэффициент более резко реагирует на происходящие в совокупности структурные изменения. Он рассчитывается следующим образом:

Полученные значения показывают, что среднее изменение удельного веса производства товаров и услуг за период с 1992 года по 2000 год составило 5,52 процентных пункта и 3,83 процентных пункта соответственно.

Линейный и квадратический коэффициенты абсолютных структурных сдвигов позволяют получить сводную оценку скорости изменения удельных весов различных частей совокупности. А для получения сводной характеристики интенсивности изменения удельных весов используется квадратический коэффициент относительных структурных сдвигов:

Данный показатель отражает, что за девять лет удельный вес производства товаров и услуг в среднем изменился на 13,38 %.

Итак, мы рассмотрели показатели, позволяющие измерить те количественные изменения, которым подверглась каждая отдельно взятая часть изучаемой совокупности, а также показатели, которые дают возможность получения сводной оценки скорости и интенсивности изменения удельных весов производства товаров и услуг. На основании полученных значений показателей можно сделать вывод о том, что данные элементы структуры, то есть производство товаров и производство услуг, с течением времени имеют тенденцию к снижению своего удельного веса.

Для наглядности построим диаграммы, отражающие объем производства товаров и услуг, а также размер чистых налогов за период с 1992 года по 2000 г. Данные для построения диаграммы приведены в таблице 5.

Таблица 5. Структура валового внутреннего продукта в 1992 – 2000 гг.

	1992 г.	1993 г.	1994 г.	1995 г.	1996 г.	1997 г.	1998 г.	1999 г.	2000 г.
Валовой внутренний продукт, из него:	100	100	100	100	100	100	100	100	100
производство товаров	47,5	46,3	44,8	41,3	41,6	39,4	39,4	40,7	41,3
производство услуг	50,7	44,6	47,4	50,9	49,9	51,9	51,9	49	47,2
Чистые налоги на продукты	1,8	9,1	7,8	7,8	8,5	8,7	8,7	10,3	11,5

В структуре производства валового внутреннего продукта за период с 1992 по 2000 год наблюдается тенденция к уменьшению удельного веса производства услуг и товаров. Доля услуг в 1997 году составила 51,9 % против 50,7 % 1992 году, а доля производства товаров уменьшилась с 47,5 % в 1992 году до 39,4 % в 1997 году. В 1998 году значительных изменений в структуре производства валового внутреннего продукта. Также в структуре произведенного валового внутреннего продукта в 1997 году значительно сократился удельный вес практически всех отраслей экономики, производящих товары (на 2,2%). Это связано с повышение доли производства услуг при сокращении спроса на продукцию этой сферы деятельности явилось, прежде всего, отражением спада деловой активности в остальных отраслях. С другой стороны, рост доли услуг обусловлен также позитивными структурными изменениями в этом секторе экономики. Растет, в частности, доля связи, торговли, операций с недвижимостью, финансово-кредитных и страховых услуг и других их видов, имеющих прежде всего рыночный характер. В 1999 и 2000 годах наблюдается рост объема производства товаров и снижение роста производимых услуг. А что касается соотношения доли товаров и услуг в структуре производства валового внутреннего продукта, то оно не претерпело значительных изменений. В 1999 году производство товаров составило 40,7 %, а услуг 49 %. В 2000 году доля производимых товаров в структуре производства валового внутреннего продукта равна 41,3 %, а доля услуг 47,2.

Подчеркнем также, что повышение доли услуг в структуре валового внутреннего продукта в 1992 – 1998 годах связано в первую очередь с изменением объема и структуры платных услуг населению. В течение первой половины 1998 года динамика платных услуг формировалась под воздействием таких факторов, как нерегулярность выплаты населению заработной платы и пенсий. После августовского финансового кризиса к этому добавился фактор снижения платежеспособного спроса населения на услуги. В такой ситуации динамика цен и тарифов на платные услуги сохранилась в пределах среднемесячных темпов инфляции периода января-июля, что сдерживало сокращение спроса. Главное же, динамика объемов предоставления платных услуг населению определялась и особенностями их видовой структуры. За последние два-три года структура платных услуг населению приобрела достаточно устойчивый характер. Она более чем наполовину формируется из обязательных платежей за жилищно-коммунальные услуги, услуги пассажирского транспорта и связи. Почти 20% в объеме платных услуг населению приходится на ремонт квартир и жилищ, бытовой техники, услуг автосервиса, медицинские и образовательные услуги. Именно такая неразвитая структура спроса населения на платные услуги сдерживала падение их объема в 1998 году.

Таким образом, изменение структуры ВВП в России идет на фоне снижения производства, а не его роста, как в развитых странах. Это означает, что данный структурный сдвиг определяется факторами как пассивного, так и активного характера. Пассивным фактором роста доли услуг является сокращение физического объема производства товаров, в сочетании с отставанием темпов роста цен на товары по отношению к темпам роста цен на услуги. В качестве активных факторов роста удельного веса услуг выступают медленное (относительно общего спада) сокращение объема бесплатных услуг, включающих в себя образование, здравоохранение, культуру, и рост предоставления новых видов услуг, связанных с рыночными преобразованиями в экономике.

В то же время в текущем году сохраняется тенденция к увеличению удельного веса чистых налогов в объеме производстве валового внутреннего продукта.

III. Заключение.

Мы провели экономико-статистический анализ динамики и структуры валового внутреннего продукта. С помощью метода сравнения средних уровней изучаемого ряда динамики и кумулятивного Т-критерия выявили основную тенденцию развития явления и построили модели мы взаимосвязи. Это дает нам основание для прогнозирования – определение будущих размеров производства валового внутреннего продукта. Применение прогнозирования предполагает, что закономерность развития, действующая в прошлом внутри исходного ряда динамики, сохранится и в будущем. Наиболее распространенным методом прогнозирования считают аналитическое выражение тренда. Поэтому, воспользовавшись полученным уравнением взаимосвязи, которое было получено в ходе проведения экономико-статистического анализа динамики и структуры валового внутреннего продукта, мы получили следующие прогнозные значения объема производства валового внутреннего продукта в 2001 и 2002 годах: 5186647,9 млн. руб. и 6342736,2 млн. руб. соответственно. Данные значения свидетельствуют об увеличении объема с течением времени. А что касается изменения структуры валового внутреннего продукта, то в сфере производства услуг наблюдается уменьшение их удельного веса до 41,9 % в 2001 году. Удельный вес производства товаров также уменьшается и по прогнозным значениям в 2001 году должен составить 39,87 % от общего объема производства валового внутреннего продукта.

Таким образом, увеличение объема производства валового внутреннего продукта за период с 1992 по 2000 год является основой для благоприятного экономического развития страны в последующие годы.

Список литературы.

Башкатов Б.И. Макроэкономическая статистика.: Учебное пособие / Московский государственный институт экономики, статистики и информатики. – М.: МЭСИ, 2001 г. – 201с.
Кулагина Г.Д., Башкатов Б.И. Макроэкономические показатели и система национальных счетов.: Учебное пособие. – М.: МЭСИ, 1994 г. – 112с.
Вопросы статистики. - М., 1999 г. №1.
Вопросы статистики. - М., 1999 г. №2.
Вопросы статистики. - М., 2000 г. №5.
Вопросы экономики. – М., 1998 г. №1.
Вопросы экономики. – М., 1999 г. №3
Национальные счета России в 1989 – 1996 гг.: Стат. сб. / Госкомстат России. – М., 1998 г. – 118с.
Национальные счета России в 1991 – 1998 гг.: Стат. сб. / Госкомстат России. – М., 1999 г. – 159с.
Национальные счета России в 1992 – 1999 гг.: Стат. сб. / Госкомстат России.

Если Вам нужна помощь с академической работой (курсовая, контрольная, диплом, реферат и т.д.), обратитесь к нашим специалистам. Более 90000 специалистов готовы Вам помочь.
Бесплатные корректировки и доработки. Бесплатная оценка стоимости работы.

Подробнее

Поможем написать работу на аналогичную тему

Реферат

Любая тема

От 850 руб.

Контольная работа

Любая тема

От 850 руб.

Курсовая

Любая тема

От 1500 руб.

Получить выполненную работу или консультацию специалиста по вашему учебному проекту

Нужна помощь в написании работы?

Мы - биржа профессиональных авторов (преподавателей и доцентов вузов). Пишем статьи РИНЦ, ВАК, Scopus. Помогаем в публикации. Правки вносим бесплатно.

Узнать цену

Страницы: 1 2 3