Автор: Пользователь скрыл имя, 11 Ноября 2011 в 05:19, контрольная работа
Единицы совокупности обладают определенными свойствами, качествами. Эти свойства называются признаками. Статистика изучает явления через их признаки: чем более однородна совокупность, тем больше общих признаков имеют ее единицы, тем меньше варьируют их значения. Признаки различаются способами их измерения и другими особенностями, влияющими на приемы статистического изучения. Это дает основание для классификации признаков.
Введение
Раздел 1. Расчет абсолютных, относительных, средних величин, показателей вариации, построение и анализ рядов распределения дисперсионный и корреляционно-регрессионный анализ
1.1 Группировка данных
1.2 Расчет относительных величин
1.3 Графическое представление статистических данных
1.4 Расчет средних величин
1.5 Показатели вариации
1.6 Расчет дисперсии. Дисперсионный анализ
1.7 Кривые распределения
1.8 Анализ ряда распределения
1.9 Корреляционно-регрессивный анализ
Раздел 2. РЯДЫ ДИНАМИКИ
2.1 Показатели ряда динамики
2.2 Графики уровней ряда, темпов роста и темпов прироста
2.3 Аналитическое выравнивание показателей ряда динамики
2.4 Построение прогноза. Расчет доверительных интервалов
Раздел 3. ИНДЕКСЫ
3.1 Расчет индивидуальных индексов потребительских цен
3.2 Графическое представление индексов
Заключение
Используемая литература
(10)
_________
σ = √ 100156 / 28 ;
σ = 59,8 руб.
г) коэффициент вариации рассчитываем по формуле:
V = σ / x * 100; (11)
V = 59,8 / 813,5 * 100 = 7,35%
Вывод: из расчетов видно, что заработная плата варьирует в пределах 245 рублей. Средняя заработная плата одного рабочего составляет 813 рублей 05 копеек, заработная плата отдельных рабочих отклоняется от средней заработной платы одного рабочего в среднем на 59 рублей 80 копеек
или на 7,35 %.
Второй вариант:
Рассчитаем показатели вариации по стажу работы.
Таблица 7
Показатели вариации по стажу работы
№ группы | Код строки | Группировка рабочих по стажу (лет) | Число рабочих (чел), f | Середина интервала, x | x * f |
_ x - x |
_ ² (x - x) |
_ ² (x - x) * f |
_ (x – x) * f |
А | В | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
1 | 001 | 1-6,5 | 7 | 3,75 | 26,25 | -8,55 | 43,10 | 511,7 | 59,85 |
2 | 002 | 6,5-12 | 7 | 9,25 | 64,75 | -3,05 | 9,30 | 65,1 | 21,35 |
3 | 003 | 12-17,5 | 6 | 14,75 | 88,5 | 2,45 | 6,00 | 36,0 | 14,7 |
4 | 004 | 17,5-23 | 8 | 20,25 | 162,0 | 7,95 | 63,2 | 505,6 | 63,6 |
Итого: | 006 | * | 28 | * | 341,5 | * | * | 1118,4 | 159,5 |
xвзв.= ——————; (12)
∑f
xвзв.= 341,5 / 28;
xвзв.= 12,3
а) размах вариации:
R = xmax – xmin,
R = 23 – 1 = 22 года
б) среднее линейное отклонение:
l = ——————,
Σf
l = 159,5 / 28 = 5,7 лет
в) среднее квадратическое отклонение:
__________
σ = √ 1118,4 / 28 ;
σ = 6,3 лет.
г) коэффициент вариации:
_
V = σ / x * 100;
V = 6,3 / 12,3 * 100 = 51,2%
Вывод: средний стаж работы составляет 12 лет 3 месяца, стаж каждого работника отклоняется от среднего стажа на 6,3 года или на 51,2%.
Дисперсия
– средняя из квадратов отклонений
вариантов значений признака от их
средней величины. Дисперсия находится
по формуле:
Если статистическая совокупность разбита на группы по какому-либо признаку, то для оценки влияния различных факторов, определяющих колеблемость индивидуальных значений признака, можно воспользоваться разложением дисперсии на составляющие: на межгрупповую и внутригрупповую дисперсии.
Вариацию
обусловленную влиянием фактора, положенного
в основу группировки, характеризует межгрупповая
дисперсия
, которая является мерой колеблемости
частных средних по группам
вокруг общей средней
и исчисляется по формуле
.
Вариацию, обусловленную влиянием прочих факторов, характеризует в каждой группе внутригрупповая дисперсия, . . (15)
По
совокупности в целом вариация значений
признака под влиянием прочих факторов
характеризуется средней из внутригрупповых
дисперсий
Между общей дисперсией, средней из внутригрупповых дисперсий и межгрупповой дисперсиями существует соотношение, определяемое правилом сложения дисперсий. Согласно этому правилу, общая дисперсия равна сумме средней из внутригрупповых и межгрупповой дисперсий: .
Таблица 8
Группировка заработной платы
Интервал | Код строки | Число в группе, |
Межгрупповая дисперсия δ² | Средняя заработная
плата в группе, |
дисперсия в группе |
А | В | 1 | 2 | 3 | 4 |
705-754 | 001 | 6 | 2058 | 729,5 | 133,9 |
754-803 | 002 | 6 | 514,5 | 778,5 | 128,6 |
803-852 | 003 | 8 | 0 | 827,5 | 171,5 |
852-901 | 004 | 6 | 514,5 | 876,5 | 128,6 |
901-950 | 005 | 2 | 686 | 925,5 | 42,9 |
Итого | 006 | 28 | 3773 | 827,5 | 127,75 |
σ²
= 100156 / 28 = 3577;
;
;
;
Отсюда можно сделать вывод, что на 96,72% ( ) дисперсия заработной платы объясняется различиями в стаже, а на 3,28% влиянием остальных факторов. Правило сложения дисперсий выполняется. Разницу между полученными результатами можно отнести на погрешность в вычислениях.
Для получения приблизительного представления о форме распределения строят графики распределения (полигон и гистограмму). Число наблюдений, по которому строится эмпирическое распределение, обычно невелико и представляет собой выборку из исследуемой генеральной совокупность. Поэтому эмпирические данные в определенной степени связаны с ошибками наблюдения, величина которых неизвестна. Влияние этих случайностей затемняет основную закономерность изменения величины признака. С увеличением числа наблюдений и одновременным уменьшением величины интервала зигзаги полигона начинают сглаживаться, и в пределе мы приходим к плавной кривой, которая называется кривой распределения.
Кривая
распределения характеризует
Кривая эмпирического распределения
М 1:1
Условные обозначения:
Рис. 9
Кривая теоретического распределения
Условные обозначения:
x – заработная плата (тыс. руб)
Рис. 10
В практике статистического исследования приходится встречаться с самыми различными распределениями. Однородные совокупности характеризуются, как правило, одновершинными распределениями. Многовершинность свидетельствует о неоднородности изучаемой совокупности. Выяснение общего характера распределения предполагает оценку степени его однородности, а также вычисление показателей асимметрии и эксцесса. Симметричным является распределение, в котором частоты любых двух вариантов, равноотстоящих в обе стороны от центра распределения, равны между собой.
Наиболее точным и
, (17)
где
. (18)
Таблица 9
Расчет центрального момента распределения третьего порядка
Интервал | Код строки | Число, fi | _
xi – x |
Середина интервала, xi | |
А | В | 1 | 2 | 3 | 4 |
705-754 | 001 | 6 | -84 | 526 | -3556224 |
754-803 | 002 | 6 | -35 | 565 | -257250 |
803-852 | 003 | 8 | 14 | 604 | 21952 |
852-901 | 004 | 6 | 63 | 643 | 1500282 |
901-950 | 005 | 2 | 112 | 682 | 2809856 |
Итого: | 006 | 28 | 721 | 518616 |