STATIST1 (727118), страница 2

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 2)

1. Средняя, ее сущ-ть и условия применения.

Средн.вел-ны – это обобщающий пок-ль, кот.дает кол.оценку массовых экон. явлений независимо от различий между отдел.ед-цами входящими в совокупность. Средние явл-тся типичной хар-кой, изучаемого признака в данной совокупности и позволяет план-ть, сравнивать и выявлять опред.закон-ти. Осн. условия расчета и применения средних: 1) расчет надо вести для однород., однокач.совок-тей (если совок-ть не однородна, то средняя не имеет реал. смысла), 2) общ.средние необходимо дополнять груп.средними или индив.пок-лями), 3) совокупность для расчета средних должна быть достаточна велика (min 20-30 ед-ц), 4) необходимо правильно выбрать ед-цы совокупности для расчета средних.

1. Виды и формы средних.

С
редние отн-тся к классу степенных средних: средне-арифм., средне-гармонич., средне-квадратич., средне-геометр., средне-хронолог., структурное среднее: мода и медиана. Средне-арифм.и среднегармон. наиболее широко прим-тся на практике для расчета обобщающих пок-лей. Средняя любая вел-на расчит-тся, исходя из конкрет.экон.сод-ния, изучаемого пок-ля: 1) среднеариф: простая (для не сгруппированных данных), взвешенная (для сгруппир.данных):

2) среднегармоническая:

П
равила выбора средней: а) средн.арифи.прим-тся тогда, когда имеются варианты и частоты или их удел.вид, б)сред.гармон.прим-тся тогда, когда имеются варианты, а в кач-ве весов берется производная вел-на М: М=xf. Сред. арифм. обладает мат.св-вами, кот.более полно раскрывают ее сущ-ть и в ряде случаев исп-тся при ее расчетах. 3) средн.квадрат.:

4
) средн.геометр.: П-произведение

5
) средне хронолог.:

6
) структ.средняя (мода и медиана. Различия между модой и медианой не велико. Если распр-ние по форме близко к норм.з-ну, то медиана наход-тся между модой и сред.вел-ной, при чем ближе к средней чем к моде. Мода – это варианта с наибольшей частотой. Медиана – это варианта, кот.лежит в середине ряда распр-ния и делит совок-ть пополам.

1
1. Пок-ли вариации, их применение.

Вариацией зн-ния признака в совокупности наз-тся различие его зн-ний у разн. ед-ц совок-ти в один и тот же период или момент времени. Для хар-ки вариации расчит-тся отклоненийя индивид.зн-ний признака от средней вел-ны. Пок-ли вариации: 1) размах вариации R=xmax-xmin

5) коэф-т вариации, хар-т отн.меру вариации признака и яал-тся мерилом типичности и надежности средней. Если v<=33-40% (вариация умерена и типична. Вариация может быть малая, умеренная и высокая. 6) коэф-т однородности = 100-v.

1. Виды дисперсий, правило сложения дисперсий

Дисперсия равна разности между средн.квадратом зн-ний признака и квадратов средн.зн-ния признака:

В
иды дисперсии: 1) общая дисперсия изм-т вариацию признака всей совокупности под влиянием всех факторов, обуславливающих эту вариацию, 2) межгруп.дисперсия отражает вариацию результативн.признака под влиянием фактор.признака положенного в основание груп-ки

3
) средняя внутригруп.дисперсия отражает случайн.вариацию под влиянием неучтенных факторов и независимых от признака фактора

П
равила сложения дисперсии применяются: для оценки точки выборки (серийной и типической), в дисперсионном анализе, для расчета коэф-та детерминации и эмперич.корреляц.отн-ния.

1. Выборочное набл-ние и его прим-ние в статистике.

- это такое несплошное набл-ние, при кот.обследуется часть ед-ц совок-ти, отображаемых на основе науч.разраб.признаков, и рез-ты распростр-тся на всю изучаемую совокупность. Особенностью выборочного метода явл-тся то, что при отборе ед-ц выбороч.совок-ть обеспечивается равной возможностью кажд. ед-цы набл-ния попасть в выборку и вычесть ошибку выборки (репрезентативности). Разработка выборочного метода принадлежит Лапласу и теорет.основой выбороч.метода явл-тся з-н больших чисел и его предел.теоремы Бернули, Чебышева, Лепунова. Преимущества выбор.метода: 1) экономия времени, труд. и мат.затрат в силу сокращения работ по сбору данных, 2) сокращает сроки сбора, обработки и конеч.рез-тов, 3) повышение достоверности рез-тов и набл-ния, 4) предусматривает подробную пр-му обследования. Практика прим-ния выбор.метода в ст-ке: 1) контроль и кач-во пр-ции осущ-тся только выбор. методом, 2) изучение зан-ти нас-ния и безработицы, 3) изучение малого бизнеса, для оценки делов.активности ком.банков и при форм-нии рынка цен.бумаг, 4) при расчете индекса потребит.цен и обследовании рынков, с целью опр-ния средн.цен, 5) выбор.обследование дом.хоз-в, с целью опр-ния стр-ры доходов, расходов, потребления и т.д. 6) выбор.опросы с целью изучения полит.ситуации, сферы коммерции, бизнеса. Вся совокупность из кот.производится выборка наз-тся генерал.совок-тью, совок-ть ед-ц попавших в выборку наз-тся выбороч. совокуп-тью или числ-ть выборки. В статистике применяются условные обозначения: N - объем генеральной совокупности (число входящих в нее единиц, n - объем выборки (число обследованных единиц), - генеральная средняя (среднее значение признака в генеральной совокупности), - выборочная средняя, p - генеральная доля (доля единиц, обладающих данным значением признака, в общем числе единиц генеральной совокупности), w - выборочная доля, - генеральная дисперсия (дисперсия признака в генеральной совокупности), - среднее квадратическое отклонение в генеральной совокупности, s - среднее квадратическое отклонение в выборке.

1. Виды выборки.

Виды выборки: собств-случайная, механ., типичес.(районированная), серийная, комбинир., многостепенчатая, многофазная, малая выборка. Виды отбора: индивид., групповой, комбинир. Метод отбора: повторный и бесповтор. Собств-случайн. – это клас.выборка – отбор ед-ц совок-ти производится непосредственно из всей массы ед-ц совок-ти путем лотереи, жеребьевки или с пом.табл.чисел. Отбор может быть повт.и бесповт. Механич.-вся ген.совок-ть разбивается механически на столько частей сколько надо отобрать ед-ц на обследование, а затем из кажд.части отбирается одна ед-ца строго по порядку. Отбор беспов., осущ-тся в соот-вии с установ.пропорцией через равн.интервалы. Типическая – ед-ца ген. совок-ти предварительно делится на группы по опр.признаку, а затем из кажд. группы отбирается нужн.число ед-ц, отбор ед-ц из типич.группы произв-тся пропорционально или непропор-но их числ-ти. Отбор повт.и бесповт. Серийная-вместо отбора отдел.ед-ц отбираются целые серии или гнезда, а затем обсл-тся полностью кажд.серия. Отбор, как правило, бесповт. Комбинир.- сочетание сплошного и выбор.набл-ния. Малая – число ед-ц нах-тся от 20 до 30 ед-ц.

1. Ошибки выборки для средней и доли.

Вел-на откл-ний ген.совок-ти от выбор.наз-тся ошибкой выборки, кот имеют случайн.хар-р и возникают из-за расхождения в стр-ре ген.и выбор.совок-ти.

П
ри проведении выбор.обслед-ния разл-т сред.и предел.ошибку выборки.

1. Опр-ние числ-ти выборки.

Формулы для опр-ния числ-ти выборки (n) зависят от метода отбора. Они различны для расчета средней и доли и следуют из формул предел.ошибок выборки.

• п
  овторный отбор.

• б
  есповт.выборка.

1. Ряды динамики, их виды.

Процесс развития общ.явлений по времени наз-тся динамикой. Ряд динамики – это ряд числ.пок-лей хар-щих изм-ния общ.явлений или сам процесс во времени. Ряд динамики сост-т: 1) ряд уровней, кот.хар-т вел-ну какого-либо явления, 2) ряд периодов или моментов времени, к кот.отн-тся уровни ряда. При граф. изобр-нии рядов динамики уровни на оси ординат, а время на оси абсцисс. Прав.построение рядов динамики предполагает вып-ние след условий: 1) полнота пок-лей РД, 2) точность и достоверность пок-лей, 3) соблюдение переодизации рядов динамики, 4) сопоставимость пок-лей РД по методологии расчета этих пок-лей, 5) сопоставимость во времени, по тер-рии и по одинак.кругу объектов, 6) сопоставимость одинак.ед-ц изм-ния, 7) последовательность и непрерывность уровня РД во времени. Чтобы привести уровни к сопоставимому прибегают к приему, кот.наз-тся смыканием РД. Произвести смыкание возможно если для переход.периода имеются уровни, исчисленные по разн. методологии или в разн.границах. Для этого необходимо за один и тот же год сопоставить уровни и по данным полученного коэф-та пересчитать уровни РД. Сомкнутый ряд можно анал-ть. Если уровни нескольких рядов нельзя сопоставить, то осущ-тся прием приведения нескольких динам.рядов к одному основанию, т.е. уровни изучаемых рядов прирав-тся к одной базе, принимаемой за ед-цу или за 100.Виды РД: ряды абсол.ве-н, средн.вел-н, относит. Абсол.РД разл-т: интервал., момент. Момент.ряд хар-т состояние явления на опред.момент времени (по состоянию на начало, на конец м-ца, года и т.д.). Для обобщенных уровней РД исчис-тся сред.уровень явления за опред.промежуток премени. 1) для интерв.

2
) для момент.ряда

3
) для момен.ряда на начало и конец года

4
) момен.ряд, но зависит от времени

С
тат.пок-ли анализа РД:

.

1. Аналит.пок-ли ряда динамики.

абсол.прирост (снижение), темп роста, темп прироста, абсол.зн-ние одного % прироста.

Абсол.зн-ние 1% прироста имеет большое зн-ние, если в отдел.годы или периоды набл-лось некот.снижение. Этот пок-ль при анализе позволяет объединить абсол. и относ.пок-ли и рассчит-тся по данным цепной с-мы:

n-число лет. Между цепн.и базис.темпами сущ-т взаимная связь: 1) последовател.перемножения цепн.темпов дает соотв.базис.темпы, 2) при последующем делении кажд.последующего базис.темпа на на предыдущем, получаем соответст.цепн.темп.

1. Средн.пок-ли в рядах динамики.

Исходя из взаимосвяи цепн. И базис темпов среднегод.темп рассчит-тся по среднегеометр.:

Для сравнения интенсивности развития 2-х рядов динамики исчисляют коэф-т опережения, кот.пок-т скорости роста (прироста) или снижения

1. Сезонные колебания и методы их изучения.

Сезонные колебания – это более или менее устойчивые колебания внутри года, кот.вызваны специф.условиями пр-ва или потребления. Сезонность изм-тся путем исчисления индекса зезонности, для чего надо иметь помесяч.данные, или по квартальные, не менее чем за три года (5 лет):

.

1. Стат.методы выявления осн.тенденции динамики.

Для нахождения осн.тенденции развития явлений необходимых при изучении сезон.колебаний или при прогн-нии данного явления примен-тся след.методы исслед-ния: 1)расчет ступенчатой средней, 2) расчет скользящей средней, 3) аналит.выравнивание уровней РД.

1. Интерполяция и экстраполяция РД.

Интерполяция – нахождение недостоющих уровней внутри РД. Экстраполяция – нахождение уровней за пределами ряда на перспективу (1-2 года):

1. Индив.и общ.индексы в статистике.

Индекс – это отн.пок-ль, хар-щий соотношение вел-н какого-либо экон.явления во времени и в пространстве, исчис-тся в % и коэф-тах. Клас-ция индексов: индив.и общие (сводные), индексы объемных и кач.пок-лей, средневзвеш.(среднеариф., среднегармон.), индексы цепн., базис., территор., по составу (индексы перем., пост.составов и структ.сдвигов, только для кач.пок-лей). Индив.индексы – это отн.пок-ль, хар-щий изм-ния вел-ны эл-та одного какого-либо слож.явления. Общ.индекс – это отн.пок-ль, хар-щий изм-ния слож. явления, сос-щего из эл-тов непосредственно несоизмеримых. Для построения кот.необходимо решить 2 задачи: 1) какие эл-ты слож.явления необходимо объединить в одном индексе, 2) правильно выбрать соизмеритель или вес. I – общ.индекс, i – индив., p – цена, q – кол-во, Z – себест-ть, W – выработка пр-ции в ед-цу времени (производ-ть труда), t – трудоемкость (затраты раб.времени на ед-цу пр-ции), T – общ.затраты раб.времени или числ-ть работников, V – фондоотдача, f – оплата труда. (0 – базис.период, 1 – отчет.период. Индив:

Общие:

.

1. Индексы Пааше и Ласпейреса, их применение.

Зарождение индек.метода в ст-ке было связано с исчислением индексов цен. Агрегат.индекс цен с текущими весами предложен в 1874 г. Пааше:

Ф
ормула агрегат.индекса с базис.весами предложена в 1864 г. Лайспейресом:

И
ндивид.индекс цен Фишера: произведение индекса Пааше и на индекс Лайспейреса:

Э
та формула испол-тся для расчета индекса потреб.цен, кот.хар-т темпы инфляции и явл-тся индексом ст-ти жизни.

1. Базис.и цепн.индексы, их взаимосвязь.

Цепн.и базис.индексы исчисляются как индивид. так и общие: 1) индив.индексы: а) цепные (с переменными весами)

Между цепн.и базис.индексами сущ-т взаимосвязь: 1) последовательное перемножение цепн.индексов дает соответственные базис.индексы, 2) при последующем делении кажд.последующего базис.индекса на предыдущий получаем соответствующий цеп.индекс.

1. Средн.индексы из индивидуальных.

Исход.базой построения среднего из индивидуал.индексов служит агрегатн.форма индекса. Агрегат.форма общ.индекса явл-тся основной и преобразуется в средневзвешенный индексы: 1)среднеарифметический:

2
) среднегармонич.

.

1. Индексы средн.уровней.

Индексы с-мы прим-тся для сравнит.анализа средн.вел-н кач.пок-лей, на изм-ние кот.влияет вел-на уровня изучаемого признака и структ. сдвиги внутри совок-ти. В этом случае средняя выступает как индекс перем.состава.

И
ндекс перем.состава пок-т как изменяется динамика средн.вел-ны под влиянием 2-х факторов: 1) изм-ние уровней, 2) изм-ние стр-ры.

28. Взаимосвязь индексов, их применение

Индексы прмен-тся для хар-ки изменения уровня сложн.общест. явлений. Их можно прмен-ть и в аналит.целях для оценки влияния на объемный пок-ль изм-ния факторов, его форм-щих. Предпосылкой для проведения анализа в индекс. форме явл-тся возможность представления результат.экон.пок-ля произведением двух или более опр-щих его вел-ну пок-лей или суммой таких произведений. Оцен-ть роль отдел.факторов изм-ния явления статистика может путем построения с-мы взаимосвязан.индексов. Задача сост-т в том, чтобы рассчитать изм-ние сложн.пок-ля при изм-нии вел-ны только одного фактора так, чтобы вел-на др.факторов была бы сохранена на опред.пост.уровне. В основе приема аналит.индекс.расчетов лежит принцип элиминирования изм-ний вел-ны всех факторов, кроме изучаемого. При построении индексов, оцен-щих влияние отдел.факторов на изм-ние слож.явления, необходимо иметь в виду, что общ.рез-т изм-ния этого явления представ-т собой сумму изм-ний за счет влияния всех исследуемых факторов, форм-щих это явление.

1. Пок-ли тесноты корреляц.связи

Для оценки тесноты связи между фактор.и результат.признаками, исходя из правила сложения дисперсии расчит-тся коэф-т детерминации

• х
  ар-т долю вариации признака, кот.форм-тся под влиянием фактор.признака.

Импирическое корреляц.отн-ние:

П
ок-т тесноту связи между фактор.и результат.признаками и принимает зн-ния от 0 до 1. Америк.ученый Чеддок разработал таблицу:

Пок-ли тесноты связи дает возможность охар-ть степень зав-ти вариации результ.признака от вариации признака фактора. В известной мере они доп-т и развивают приемы обнаружения связи. Зная пок-ли тесноты корреляц.связи мы можем решать след.группы вопросов: 1) отвечать на вопрос необходимости изучения дан.связи между признаками и целесообразности ее практ.прим-ния, 2) сопоставляя пок-ли тесноты связи для разл.ситуаций, можно судить о степени различий в ее проявлении для конкр.условий, 3) сопоставляя пок-ли тесноты связи результ.признака с факторами можно выявить те факторы, кот.в конкр. условиях явл-тся решающими и глав.образом воздействуют на форм-ние вел-ны результ.признака.

1. Методы выявления взаимосвязей явлений.

Характеристики

Список файлов реферата