Заглавная страница Избранные статьи Случайная статья Познавательные статьи Новые добавления Обратная связь КАТЕГОРИИ: АрхеологияБиология Генетика География Информатика История Логика Маркетинг Математика Менеджмент Механика Педагогика Религия Социология Технологии Физика Философия Финансы Химия Экология ТОП 10 на сайте Приготовление дезинфицирующих растворов различной концентрацииТехника нижней прямой подачи мяча. Франко-прусская война (причины и последствия) Организация работы процедурного кабинета Смысловое и механическое запоминание, их место и роль в усвоении знаний Коммуникативные барьеры и пути их преодоления Обработка изделий медицинского назначения многократного применения Образцы текста публицистического стиля Четыре типа изменения баланса Задачи с ответами для Всероссийской олимпиады по праву Мы поможем в написании ваших работ! ЗНАЕТЕ ЛИ ВЫ?
Влияние общества на человека
Приготовление дезинфицирующих растворов различной концентрации Практические работы по географии для 6 класса Организация работы процедурного кабинета Изменения в неживой природе осенью Уборка процедурного кабинета Сольфеджио. Все правила по сольфеджио Балочные системы. Определение реакций опор и моментов защемления |
Сущность метода выборочного наблюдения.
Несплошное наблюдение может осуществляться различн методами. Один из самых рацион-ных выборочный метод. Теорет основой выб наблюд явл мат-кие теоремы закона больших чисел. Наблюд, при кот из общей изучаемой совок-ти по опред сис-ме отбирается часть единиц, подвергаемая дальнейшей обработке, наз выборочным наблюдением. Рез-ты обследования в виде обобщающих показателей исп-ся для хар-ки всей совок-ти. Выб набл широко примен в эк-ком анализе и практически во всех обл нар хоз-ва. С помощью этого метода изучается эффект-ть новых форм хозяйствования, использование раб времени, покупательского спроса, уровня цен, уровня котировок, проверяются нормы, напр, естествен убыли. Особенно ширико выб метод исп-ся на практике при анализе продукции, кот сопроваждается уничтожением образцов. Виды средних в статистике Среднюю арифметическую различают: простая Хср=åхі/n; взвешенная Хср=∑хі*Fi/åFi
Xcp=2*20+3*30/30=2.3 2.33*30=70 Свойства средней арифметической: 1.Произведение средней на å частот = произведению вариантов на частоты. ХсрåFi=åFiXi 2.Если от каждого варианта отнять постоянное число, то средняя уменьшится на эту же величину. 3.Если каждый вариант разделить на одно и то же число, то средняя уменьшится в это же число раз. 4.å отклонений всех вариантов от ср значения = 0. å(Хі-Хср)=0 5.Если пропорционально изменить веса средней, то она не изменится Ср арифмет из дискретного ряда распределения определяется как взвеш вел-на. Если исход данные представлены инт рядом то для того чтобы опр-ть сред необходимо интервальный ряд преобр в дискретный заменив интерв на их середины
Xcep=(3*20+5*10+7*5)/35=4.14 3 Средняя гармоническая Различ-т простая: Хср = n/å(1/xi); Взвешаная Хср=åfi / å(fi/xi) Сред гармоническая взвеш применяеться в том случ когда веса средн. Предствл в неявном виде.
Xcep98=(20*100+21*200)/300=20.67ц/га; Хсер99=(4200+4400)/(4200/21)+(4400/22)=21,5; Хар-ка сов-ти включ в себя также показат как мода и медиана. Мода – часто встречающ значение признака совокупности. Медиана – вариант наход в середине ряда распределения. Напр: 1234 5 6789 (5-мед) Для интервальных данных мода и медиана расчит-ся по отдельным фор-ам.
Показатели вариаций К пок. В. относяться вел-ны: 1) размах вар-ии,(R=xmax – xmin)чем меньше эта вел-на тем однороднее совокупность, 2) сред. Линейное отклонение 3) сред квадр. Отклонение. s= Öå(xi-xср)2 - простая; s=Ö(å(xi-xcp)2fi)/(åfi) –взвешеная 4) Средний квадрат отклонения s2 =(å(xi-xcp)2) / n- простая; s2 =(å(xi-xcp)2 fi / åfi – взвешаная; Ös2 = s где s2 – это дисперси; 5) Коэф. Вариации n=s/xcp*100 Уровень вариации: до 5% - слабый, 5-10-сущес. 10-15-заметный, 15-25-сильный, >25-оч сильный
Рассмотрим пример, в котором необх. с помощью индексов выполнить эконом. анализ.
По приведенным данным в динамическом аспекте требуется опред. общ.измен-е объема реализации товара и общ. Изменения средней цены в целом по 3-м видам товара. Поскольку для нашего случая необходимо использовать стоимостный показ-ль, мы будем использовать указанные цены. Чтобы устранить влияние изменения цен и показать изменение только физического объема реализации, в качестве соизмерителя берутся цены одного и того же периода – базисного. В общем виде, измен-е физ. объема реализации товаров в отч. пер., по сравн-ю с баз. характериз. индексом физ. объема товарооборота. q0, q1 – кол-во товара в базисном и отчетном периодах p0, p1 – цена товара в базисном и отчетном периодах Iq= (åp0q1)/(åp0q0), где åp0q1 – стоимость продукции отч. пер. в баз. Ценах åp0q0 – стоимост продукции базисн. пер. в баз. ценах Iq = 1.036 или 103,6% То есть, физ масса реализации в отч. пер. увелич. в среднем на 3,6% или на 26500 грн. При учете измен-я цен в целом по 3-м видам тов-в следует учитывать сложность стоимостных показ-лей, поэтому, в качестве соизмерителя нужно брать кол-во тов-в, реализованных в отч. пер. (q1). Общ. вид индекса физ цен выглядит так: Iq= (åp1q1)/(åp0q1) Iq= 0,96 или 96% Рассчет показывает, что цены по 3-м видам тов-в в отч. пер., по сравн-ю с баз., в среднем снизились на 4 % или это снижение прпнесло убыток в размере 30500 грн.
Индексы исчисляются при анализе объема произ-ва, имен-я цен, издержек обращения, производ-ти труда, прибыли, рентабельности, и т.д. Малая выборка. Под малой выборкой в стат-ке понимают выбор-ное наблюдение, численность ед кот не превышает 30, но может быть значительно меньшей. В матем-кой ст-ке доказ-ся, что в хар-ке выборки стат-ку можно распространять на ген-ную. При этом следует учитывать, что вебор-ная дисперсия меньше ген-ной на поправочный коэфф n/n-1,где n-число отобранных ед. Если n достаточно велико, то поправочный коэфф близок к 1, напр, при n=100 коэфф k=1,01, при n=1000 этот коэф k=1,002. Если n-число небольшое, то этот коэфф необх учитывать. Поэтому, для расчёта средней ошибки малой выборки исп-ся ф-ла: Мвыб=√(Ġ^2малвыб)/n=Мвыб=√(∑(Xi-X)^2)/n(n-1). Предельная ошибка выборки ∆=t*Mмал выб, где t-коэфф доверия или распредел Стьюдента. Согласно распред-нию Стьюдента, вероятность того, что предельная ошибка не превысит t-кратную среднюю ошибку в малых выборках, зависит от величины t и от численности выборки. Распределение Стьюдента опред-ся числом степеней свободы f, кот f=n-1. Формы и виды индексов. Различают след. Формы индексов: индивид. (изменение простого явления (i)); общие (изменение сложного явления (j)) Наиболее распр.формой общ. индекса явл агрегатная форма, кот. содержит след. эл-ты: 1) индексируемая величина (величина, изменения котор. показыв. с помощью индекса, она задается в названии индекса и берется за разн. пер.). 2)соизмеритель, т.е. вес (величина, с помощью которой несоизмер. величины привод. к сопоставимому виду). При индексировании объемных показ-лей (объем выпущенной продукции, численность работников, измен- е посевн. площади) веса берутся за баз. период. При индексировании качественных показ-лей (цены, издержки обращения произв-ва, себестоимость продукции, производ-ть труда и др.) веса берутся за отч. период. Такой рассчет дает возм-ть подсчитать эконом. эффект, получ. в отч. пер. за счет изменения качественного признака. Напр,: убытки нас-я от повыш-я цен, прирост продукции за счет повыш-я производ-ти труда. При измен-и динамики качеств. показ-лей часто приход. характеризовать изменение средней величины индексируемого показ-ля для какой-то однородной совок-ти. Напр,: опред-ть изменение средн. цен на нефть на мировом рынке или измен-е средн. уровня издержек произ-ва на одном и том же предприятии. Относит. величина, характериз. динамику 2-х средн. показ-лей для однородн. совок-ти, назыв. индексом переменного состава и рассчитыв. по ф-ле: Ip=`p1/`p0 =(åp1q1/åq1)/(åp0q0/åq0). Этот индекс покзывает измен-е среднего показ-ля (цен) под влиянием измен-я самих цен и измен-я структуры(товарооборота). Чтобы устранить влияние изменения структуры совок-ти на динамику ср. показ-ля, фиксируют стр-ру совок-ти по одному и тому же отч. пер. Полученный индекс наз. индексом фиксированного постоянного состава: Ip=(åp1q1/åq1)/(åp0q1/åq1) Для того, чтобы показать, как повлияло изменение структуры изучаемой совок-ти на динамику среднего показ-ля, необх. устранить влияние изменения изучаемого показ-ля (изм-е цены), их фиксируют на баз. уровне: Индекс структурных сдвигов: Ip=(åp0q1/åq1)/(åp0q0/åq0). Этот индекс показывает измен-е среднего показ-ля за счет измен-я струк-ры совок-ти. Таким образом, индексы структуры и фиксированного состава позволяют количественно измерить степень влияния соотв. фак-ров на изм-е ср. показ-ля. Между этими индексами имеетсяслед. взаимосвязь: Iпер.сост.=Iпост.сост.*Iстр.сдвигов. При исчислении индексов по данным рядов динамики, в качестве базы сравнения, можно брать предыдущ. уровень или один и тот же базисн. уровень. В 1-м случае, индексы наз. цепными, а во 2-м- базисными: Iц=Yi/Yi-1; Iб=Yi/Yo
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
Последнее изменение этой страницы: 2017-02-10; просмотров: 280; Нарушение авторского права страницы; Мы поможем в написании вашей работы! infopedia.su Все материалы представленные на сайте исключительно с целью ознакомления читателями и не преследуют коммерческих целей или нарушение авторских прав. Обратная связь - 3.15.219.217 (0.01 с.) |