Автор: Пользователь скрыл имя, 29 Ноября 2011 в 06:28, курсовая работа
Целью курсовой работы является приобретение навыков по расчету и анализу обобщающих статистических показателей. При выполнении работы будут произведены расчеты по трем разделам: расчет абсолютных, относительных, средних величин, показателей вариации, построение и анализ рядов распределения, дисперсионный и корреляционно-регрессионный анализ; ряды динамики и индексы.
Введение 4
1 Абсолютные, относительные, средние показатели, ряды динамики, показатели вариации, анализ ряда распределения 5
1.1 Первичная равно-интервальная группировка по двум признакам 5
1.2 Расчет относительных величин структуры и координации 8
1.3 Построение полигона распределения, кумуляты и секторной диаграммы для каждого признака 10
1.4 Расчет средних величин 14
1.5 Расчет показателей вариации по двум признакам 18
1.6 Расчет дисперсии: общей, межгрупповой, средней из внутригрупповых 24
1.7 Построение теоретической и эмпирической кривых распределения 32
1.8 Анализ ряда распределения 35
1.9 Построение аналитической группировки 44
1.10 Корреляционно-регрессионный анализ 45
2. Ряды динамики 55
2.1 Расчет рядов динамики 55
2.1.1 Поиск недостающих данных ряда динамики 55
2.1.2 Абсолютные приросты (цепной и базисный) 56
2.1.3Средний уровень ряда (средней хронологической) 59
2.1.4 Средний абсолютный прирост 59
2.1.5 Средние темпы роста и прироста 59
2.2 Аналитическое выравнивание показателей ряда динамики 60
2.2.1 Отклонение от прогнозных значений 63
2.2.2 Критерий Дарбина-Уотсона 65
2.2.3 Критическое число серий и критическая длина серий 67
2.2.4 Средняя ошибка 67
2.2.5 Остаточная дисперсия и среднеквадратическое отклонение: 68
Индексы
69
3.1 Вычисление неизвестного курса японской Йены 69
3.2 Расчёт индивидуальных индексов курса японской Йены 70
Заключение 71
Список используемых источников 72
fМе
- частота медианного интервала.
Медиана соответствует варианту, стоящему в середине ранжированного ряда. Положение медианы определяется её номером:
где
n – число
изучаемых единиц.
Расчет медианы для объема продаж:
NMe=(27+1)/2=14, (1.13)
т. е. медиана находится в интервале 15400 - 15550, и тогда
Me=15400+150*(27/2-13)/22
= 15403,4≈15403
(тыс.р.). (1.13)
Расчет
медианы для
NMe=(27+1)/2=14, (1.13)
т. е. медиана находится в интервале 450-465, и тогда
Me=450+15*(27/2-12)/23=450,
1.5. Расчет
показателей вариации по двум признакам
а) расчет
размаха вариации:
Размах
вариации представляет собой разность
между максимальным минимальным значениями
признака в изучаемой совокупности:
Размах вариации:
где – размах вариации;
– максимальное значение признака;
– минимальное значение признака.
Расчёт размаха вариации для объема продаж:
R=15660-15100=560
(тыс. р.). (1.14)
Расчёт размаха вариации для фондовооружённости:
R=472-421=51 (тыс. р./чел.). (1.14)
б) расчет среднего линейного отклонения по сгруппированному признаку:
где – среднее линейное отклонение;
– центральный вариант i–того интервала;
- средняя арифметическая взвешенная;
– частота i–той группы.
в) расчет среднего квадратического отклонения по сгруппированным и несгруппированным данным
Среднее квадратическое отклонение по сгруппированному признаку:
где - среднее квадратическое отклонение
– центральный вариант i–того интервала;
- средняя арифметическая взвешенная;
– частота i–той группы.
Среднее квадратическое отклонение по несгруппированному признаку:
(1.17)
где – среднее квадратическое отклонение;
– варианты совокупности;
– средняя арифметическая простая;
– численность совокупности.
Таблица 1.11 Расчёт среднего линейного отклонение, среднего квадратического отклонения по сгруппированным данным по объему продаж
Группы предприятий по уровню объема продаж, тыс. р. | Численность группы, fi | Варианты, xi | |
|
(xi –x)2 |
(xi –x)2*fi |
15100 – 15250 | 4 | 15175 | -241 | 964 | 58081 | 232324 |
15250 – 15400 | 9 | 15325 | -91 | 819 | 8281 | 74529 |
15400 – 15550 | 9 | 15475 | 59 | 531 | 3481 | 31329 |
15550 – 15700 | 5 | 15625 | 209 | 1045 | 43681 | 218405 |
Итого: | 27 | 3359 | 556587 |
d
= 3359/27=124,407407 (тыс.р.); (1.15)
Среднее квадратическое отклонение по сгруппированным данным согласно таблице 1.11:
s = Ö556587/27=Ö20614=143,57 (тыс. р.). (1.16)
Таблица
1.12 Расчёт среднего квадратического отклонения
по не сгруппированным данным по объему
продаж:
xi | ||
15130 | -286 | 81796 |
15190 | -226 | 51076 |
15232 | -184 | 33856 |
15245 | -171 | 29241 |
15275 | -141 | 19881 |
15278 | -138 | 19044 |
15322 | -94 | 8836 |
15330 | -86 | 7396 |
15336 | -80 | 6400 |
15358 | -58 | 3364 |
15360 | -56 | 3136 |
15385 | -31 | 961 |
15400 | -16 | 256 |
15420 | 4 | 16 |
15450 | 34 | 1156 |
15450 | 34 | 1156 |
15460 | 44 | 1936 |
15466 | 50 | 2500 |
15470 | 54 | 2916 |
15480 | 64 | 4096 |
15520 | 104 | 10816 |
15545 | 129 | 16641 |
15570 | 154 | 23716 |
15606 | 190 | 36100 |
15633 | 217 | 47089 |
15660 | 244 | 59536 |
15660 | 244 | 59536 |
Итого: | 532453 |
s
= Ö532453/27=Ö19720,48=140,42 (тыс.р.).
(1.17)
Среднее линейное и среднее квадратическое отклонение показывают, насколько в среднем колеблется величина признака у единиц исследуемой совокупности.
В
данном случае средняя величина колеблемости
уровня объема продаж составляет: по среднему
линейному отклонению 124,40 тыс. р., по среднему
квадратическому отклонению по сгруппированным
данным 143,57 тыс.р., по среднему квадратическому
отклонению по несгруппированным данным
140,42 тыс. р.
Таблица 1.13 Расчёт среднего линейного отклонение, среднего квадратического отклонения по сгруппированным данным по фондовооружённости
Группы предприятий по уровню фондовоору-женности, тыс.р./чел. | Численность группы, fi | Варианты, xi’ | xi’ –x |
|xi’ –x|*fi |
(xi’ –x)2 |
(xi’ -x)2 *fi |
420 – 435 | 6 | 427,5 | -21,4 | 128,4 | 457,96 | 2747,76 |
435 – 450 | 6 | 442,5 | -6,4 | 38,4 | 40,96 | 245,76 |
450 – 465 | 11 | 457,5 | 8,6 | 94,6 | 73,96 | 813,56 |
465 – 480 | 4 | 472,5 | 23,6 | 94,4 | 556,96 | 2227,84 |
Итого: | 27 | 355,8 | 1129,84 | 6034,92 |
d =355,8/27=13,1778 (тыс. р./чел.); (1.15) Среднее квадратическое отклонение по сгруппированным данным:
s = Ö6034,92/27=Ö223,5=14,94 (тыс.р./чел.).
(1.16)
Таблица 1.14 Расчёт среднего квадратического отклонения по несгруппированным данным по фондовооружённости:
xi | xi –x | (xi –x)2 |
1 | 2 | 3 |
421 | -27,92 | 779,5264 |
422 | -26,92 | 724,6864 |
423 | -25,92 | 671,8464 |
431 | -17,92 | 321,1264 |
433 | -15,92 | 253,4464 |
1 | 2 | 3 |
435 | -13,92 | 193,7664 |
436 | -12,92 | 166,9264 |
439 | -9,92 | 98,4064 |
442 | -6,92 | 47,8864 |
442 | -6,92 | 47,8864 |
443 | -5,92 | 35,0464 |
450 | 1,08 | 1,1664 |
451 | 2,08 | 4,3264 |
452 | 3,08 | 9,4864 |
452 | 3,08 | 9,4864 |
454 | 5,08 | 25,8064 |
455 | 6,08 | 36,9664 |
455 | 6,08 | 36,9664 |
457 | 8,08 | 65,2864 |
460 | 11,08 | 122,7664 |
462 | 13,08 | 171,0864 |
462 | 13,08 | 171,0864 |
464 | 15,08 | 227,4064 |
466 | 17,08 | 291,7264 |
471 | 22,08 | 487,5264 |
471 | 22,08 | 487,5264 |
472 | 23,08 | 532,6864 |
Итого: | 6021,853 |
Информация о работе Расчет и анализ обобщающих статистических показателей