Скачать 0.71 Mb.
|
При решении задачи №3 необходимо определить границы “открытых” интервалов, применяя величину интервала , которая для всех групп остаётся одинаковой. Далее выполняется расчёт серединного значения признака в каждом интервале как полусуммы его максимального и минимального значений:. Расчёт показателей вариации основан на использовании формул для вариационного ряда, то есть, в расчёте участвуют частоты -. Необходимо рассчитать среднее значение признака -, среднее квадратическое отклонение -, коэффициент вариации -, коэффициент асимметрии -, значение моды - и медианы - . Здесь - центральный момент третьего порядка; . Вариационный ряд иллюстрируют полигон распределения частот и гистограмма. При построении полигона ломаная линия должна пересечь ось ОХ в середине «нулевого» интервала и «К+1» интервала, которые имеют нулевые частоты: , иначе площади полигона и гистограммы не будут равны.В задаче №4 предполагается выполнить расчёт абсолютных и нормированных показателей различий 2-х структур. Средние арифметические показатели , определяются по следующим формулам: ; . Здесь и - показатели удельного веса, оценивающие отчётную и базисную структуры и выраженные в процентах: . Показатель определяет на сколько процентов в среднем отличается удельный вес каждой группы отчётной и базисной структуры, а оценка показывает сколько процентных пунктов составляют фактические различия двух структур от величины их предельных различий, составляющих 200%. Средние квадратические показатели различий 2-х структур характеризуются особым порядком расчёта: здесь используется форма квадратической средней: ; (процентных пунктов). Коэффициент Гатева принадлежит к группе квадратических нормированных характеристик и показывает сколько процентных пунктов составляют фактические различия 2-х структур от их возможных различий: (процентных пунктов). Решение задачи №5 начинается с выяснения природы изучаемых явлений: относятся они к категории соизмеримых или несоизмеримых. Для несоизмеримых явлений характерна различная физическая форма и разное потребительское назначение. Затем анализируется связь признаков, значения которых приведены в условии задачи. При использовании индексов обычно предполагается наличие жёсткой мультипликативной связи признака-результата и признаков-факторов: Например, зависимость товарооборота - от физического объёма реализованных товаров разного вида - и от цен за единицу товара каждого вида -. Следует определить, какой из признаков данной системы отсутствует в условии задачи и рассчитать его значения в базисном и отчётном периодах. Если, например, отсутствует , тогда ; если отсутствует , тогда ; если отсутствует , тогда . Например, для оценки происшедших изменений признаков W, Q и P выберем систему индексов для анализа несоизмеримых явлений: систему индивидуальных индексов - и систему сводных (агрегатных) индексов - . Расчёт сводного индекса признака-результата - W выполняется по схеме: . Например, или 102,6%. Уровень товарооборота в отчётном периоде составил в среднем 102,6% от его уровня в базисном периоде, то есть он увеличился в среднем на 2,6% (1,026*100%-100%=2,6%), что составило 5,2 например, млн. руб. (205,2-200,0=5,2 млн. руб.). Сводный индекс первичного признака-фактора Q рассчитаем по схеме: . Следует выполнить расчёт Wусловное = Q1*P0. и определить величину . В нашем примере: или 108,0%. Уровень отчётных значений физического объёма продаж – составил от уровня его базисных значений в среднем 108%. Значения физического объёма - за отчётный период увеличились в среднем на 8%, это привело к увеличению значений товарооборота -W на 16 млн. руб. Сводный индекс вторичного признака-фактора P рассчитаем по схеме: . В нашем примере: или 95,0%. Уровень цен - на товары разного вида в отчётном периоде составил в среднем 95% от уровня их значений в базисном периоде, то есть цены - за отчётный период уменьшились в среднем 5%, это привело к уменьшению значений товарооборота -W на 10,8 тыс.руб. Представим результаты в виде системы индексов в относительной форме: или 1,026 = 1,080 * 0,950. Из двух факторов, влияющих на результат, один изменился в большей мере: на + 8% ( или 8% прироста), а другой – в меньшей степени: на –5% ( или 95%, то есть прирост составил – 5%). Представим в виде системы величину абсолютных размеров прироста результата за счёт каждого фактора: или + 5,2 млн. руб. = + 16,0 млн.руб. + (–10,8) млн.руб. В нашем примере, в результате увеличения физического объёма продаж товарооборот увеличился на 16,0 млн.руб., а за счёт снижения цен товарооборот уменьшился на 10,8 млн.руб. В целом же, совместное влияние обоих факторов привело к увеличению товарооборота на 5,2 млн.руб.; это было вызвано более сильным воздействием возросшего физического объёма продаж. При решении задачи №6 необходимо по информации об изменениях цен рассчитать индивидуальные индексы цен: если по условию задачи известны значения , тогда . Для расчёта общего индекса цен воспользуемся схемами расчёта Пааше: и Ласпейреса: . Для их расчёта по условию задачи необходимо использовать форму сводного индекса как среднего из индивидуальных, применяя либо гармоническую взвешенную, либо арифметическую взвешенную. В первом случае весом выступают отчётные значения признака-результата –W1. В другом случае, весом выступают базисные значения признака-результата –W0. Исходная расчётная формула может быть упрощена, если вместо значений W1 и W0 использовать в качестве веса показатели отчётной или базисной структуры признака-результата, то есть или . В этом случае расчётные схемы будут иметь вид: . В данном случае для расчёта сводного индекса цен необходимо единицу разделить на полученный результат, который представляет собой величину, обратную значению сводного индекса цен. В расчёте участвует отчётная структура потребления, в которой нашла отражение склонность населения к потреблению более дешёвых товаров и тех, на которые цены снизились в меньшей степени, то есть здесь учтена эластичность потребительского рынка. . Индекс Ласпейреса получен как средний арифметический из индивидуальных индексов цен, скорректированных на базисную структуру признака-результата. Индекс цен Ласпейреса (в отличие от индекса цен Пааше) не учитывает эластичность потребительского рынка. Различия в значениях индексов цен Пааше и Ласпейреса, которые известны как эффект Гершенкрона, объясняются указанными особенностями их построения. Решение задачи №7 начинается с выяснения природы изучаемых явлений: относятся они к категории соизмеримых или несоизмеримых. Соизмеримые явления характеризуются одинаковой физической формой и общими, едиными потребительскими свойствами, назначением и использованием. Например, необходимо изучить зависимость и изменения значений признаков: W –стоимость произведённой продукции; T – численность работников; S – выработка продукции в среднем на 1-го работника. Зависимость признаков выражается соотношением: Wi = Ti * Si . Отсутствующие в условии задачи значения признаков у изучаемых единиц совокупности необходимо рассчитать: неизвестные значения Wi = Ti * Si; неизвестные значения ; неизвестные значения . Для анализа соизмеримых явлений используются система сводных индексов:. В условии задачи предлагается рассмотреть ту часть системы, где более подробно анализируются факторы изменения среднего значения вторичного признака и рассчитать индекс переменного состава - , индекс постоянного состава - и индекс структурных сдвигов - , то есть систему сводных индексов в относительной форме: . Для расчёта указанных индексов необходимы значения общей средней выработки, которые определяются по формуле:. Индекс переменного состава или индекс общей средней рассчитаем по схеме: . В нашем примере (тыс.руб.); (тыс.руб.), тогда или 107,0%. Общая средняя выработка отчётного периода оставила от уровня базисного периода 107%, то есть средняя выработка возросла на 7% Индекс постоянного состава или индекс собственно выработки покажет как изменилась общая средняя под влиянием изменений индивидуальных значений вторичного признака; его значение определим по схеме: . В расчёте участвует условная средняя выработка, значение которой определяется на основе условной величины результата – условной стоимости продукции; её необходимо предварительно рассчитать. В нашем примере (тыс.руб.). Тогда: или 104,3%. Индекс постоянного состава показывает, что в результате изменения индивидуальной выработки работников общая средняя выработка в отчётном периоде составила 104,3%, то есть возросла на 4,3%. Индекс структурных сдвигов оценивает изменения общей средней под влиянием изменений удельного веса единиц с высокими и низкими значениями вторичного признака-фактора. или 102,6%. В результате увеличения удельного веса работников с высоким уровнем выработки и уменьшения удельного веса работников с низким уровнем общая средняя выработка составила 102,6% от базисного уровня, то есть возросла на 2,6%. Если бы в структуре произошли противоположные изменения, тогда бы общая средняя уменьшилась, а величина индекса структуры была бы меньше единицы. Представим полученные результаты в виде системы индексов в относительной форме: ; в нашем примере 1,070 = 1,043 * 1,026. Увеличение общей средней выработки на 7% произошло в результате увеличения индивидуальной выработки на 4,3% и на 2,6% за счёт изменений в структуре работников. Из двух факторов, повлиявших на увеличение общей средней выработки, изменения индивидуальной выработки были более значительными, а их влияние на увеличение общей средней - более сильным, чем влияние изменений в структуре работников. Решение задачи №8 предполагает изучение корреляционной связи двух переменных методом наименьших квадратов (МНК). Покажем порядок решения на примере данных за 2000 год по территориям Северо-Западного федерального округа Предварительное представление об изучаемой связи даёт исходное множество территорий, ранжированное по значению фактора –X, а также график зависимости результата –Y от фактора –X. Для построения графика расположим территории по возрастанию значений фактора . По графику сделаем вывод о наличии линейной связи результата –Y с фактором –X. См. табл. 1. Для отображения линейной формы связи переменных построим уравнения прямой:. Расчёт неизвестных параметров и выполняется методом наименьших квадратов (МНК), решая систему нормальных уравнений с использованием определителей второго порядка Δ, Δа0 и Δа1. Расчётные процедуры оформляются в разработочной таблице. См. табл.2. Таблица 1.
1) Предварительный анализ исходных данных выявил наличие одной территории (г.Санкт-Петербург) с аномальными значениями признаков. Эта территория исключена из дальнейшего анализа. Значения показателей в итоговых строках приведены без учёта указанной аномальной единицы. Таблица 2
Расчёт определителей выполняется по следующим формулам: Определитель системы 9*6373,6 – 225,0*225,0 = 6737,76; Определитель свободного члена уравнения = 121,2*6373,6 – 3331,0*225,0 = 23012,4. Определитель коэффициента регрессии: = 9*3331,0 – 121,2*225,0 = 2708,91. Параметры уравнения регрессии имеют следующие значения: ; . Теоретическое уравнение регрессии следующего вида: Коэффициент регрессии а1 = 0,402 означает, что при увеличении доходов населения на 1 тыс. руб. (от своей средней) объём розничного товарооборота возрастёт на 0,402 млрд. руб. (от своей средней). Свободный член уравнения а0 = 3,415 оценивает влияние прочих факторов, оказывающих воздействие на объём розничного товарооборота. Относительную оценку силы связи даёт общий (средний) коэффициент эластичности: . В нашем случае, когда рассматривается линейная зависимость, расчётная формула преобразуется к виду: Это означает, что при изменении общей суммы доходов населения на 1% от своей средней оборот розничной торговли увеличивается на 0,744 процента от своей средней. Оценку тесноты связи дают линейный коэффициент парной корреляции и детерминации: ; Коэффициент корреляции, величина которого больше 0 и составляет 0,9075, показывает, что выявлена прямо пропорциональная, весьма тесная зависимость между общей суммой доходов населения за год и оборотом розничной торговли за год. Коэффициент детерминации, равный 0,824, устанавливает, что вариация оборота розничной торговли на 82,4% (из 100%) предопределена вариацией общей суммы доходов населения; роль прочих факторов, влияющих на розничный товарооборот, определяется в 17,6%, что является сравнительно небольшой величиной. Для определения расчётных значений результата подставим в полученное уравнение фактические значения фактора X. Например, . См. гр. 5 расчётной таблицы. По парам значений. и Xфакт. строим теоретическую линию регрессии, которая обязательно пересечётся с эмпирической регрессией в нескольких точках. См. график 1. |
Учебно-методический комплекс дисциплины философия Специальность: 080601. 65 «Статистика» Учебно-методический комплекс составлен в соответствии с требованиями государственного образовательного стандарта высшего профессионального... | Учебно-методический комплекс по дисциплине статистика Гос впо по специальности 080109. 65 Бухгалтерский учет, анализ и аудит, утвержденный Министерством образования РФ «17» марта 2000... | ||
Учебно-методический комплекс ростов-на-Дону 2009 Учебно-методический... Учебно-методический комплекс по дисциплине «Адвокатская деятельность и адвокатура» разработан в соответствии с образовательным стандартом... | Учебно-методический комплекс по дисциплине «Методы оптимальных решений» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов очной формы обучения, содержит план лекционных, практических и лабораторных... | ||
Учебно-методический комплекс по дисциплине «Медиапсихология» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов очной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий, рекомендации... | Учебно-методический комплекс по дисциплине «Психофизиология» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов заочной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий,... | ||
Учебно-методический комплекс по дисциплине «судебная медицина» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов очной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий, рекомендации... | Учебно-методический комплекс по дисциплине «Искусствоведение» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов очной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий, рекомендации... | ||
Учебно-методический комплекс по дисциплине «Макроэкономика» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов заочной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий,... | Примерная структура, состав и содержание учебно-методического комплекса... Учебно-методический комплекс по дисциплине «Социология рекламной деятельности» составлен в соответствии с требованиями Государственного... | ||
Учебно-методический комплекс по дисциплине «Психология стресса» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов заочной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий,... | Учебно-методический комплекс по дисциплине «Психофизиология» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов очной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий, рекомендации... | ||
Учебно-методический комплекс по дисциплине «Психодиагностика» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов очной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий, рекомендации... | Учебно-методический комплекс по дисциплине «земельное право» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов очной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий, рекомендации... | ||
Учебно-методический комплекс по дисциплине «Основы нейропсихологии» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов заочной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий,... | Учебно-методический комплекс по дисциплине «Основы патопсихологии» Учебно-методический комплекс предназначен для студентов заочной формы обучения, содержит план лекционных и практических занятий,... |