Тема 11.Комплексное применение статист приемов и показателей. (74)т11в1.Совместное исп-е статист приемов и показателей для реш-я разл задач.

Все методы и пок-ли ст-ки в практике исп-ся совместно.это вызвано взаимосвяз-ю разл сторон и жизни, и стат приемов.Сл-но статист приемы исп-ся комплексно.

Пок-ли обычно выступ.в сис-мах.,исп показатели интенсивные(мощность)/экстенсивные(время,числен),ср-ие/относит-е, абсол,плановые/фактич-ие, стоимостн/натур.

Набор приемов и пок-лей в кажд случ опр-ся з-ми иссл-я.

Аналит.з-чи стат-ки:

1.изм-е объемов ур-ней явл-ий(абс вел-ны)

2.измер-е структуры(состава)

3.изм-е взаимосвязей(корреляц анализ)

4.измер-е дин-ки(РД,индексы)

Структура:

Общ явл-я динамичны,взаимосвяз.и имеют опред стр-ру. Стр-ра-внутренн форма орг-ции системы, взаимосвязь ее эл-ов и групп.

В общ сис-мах м изуч-ся разл стр-ры(Пр:при изуч-ии капитальных вложений мы делим нар хоз-во на произ/непроизв сфреы, затем по отраслям, эк районам, отдельным предпр-ям и тд).Люб.стр-ра опр-ся внутр законом-стями сис-мы.исслед-е стр-р и их дин-ки имеет оч важн.знач-е. напр, прирост объема работ м получ за счет увелич численности рабочих или за счет роста ур-ня механизации работ. Кол-ю стр-ру можно измерить удельным весом. Для оценки стр-ных сдвигов исп абсолютн, относит пок-ли, осн.на сравн­и уд весов. Их м рассчитать как для отдельн групп, так и для сов-ти в целом. При изуч-ии стр-ры исп-ся группировки,графики,табл,индексы и тд.

Т.к. общ явл-я нах во взаимосвязи и взаимозавис-сти,поэт одной из осн задач статис-ки явл обнаруж-е причинно-следств связей.познавая эти связи, мы их объясняем и возд-ем на них.инфу о наличии связей дает корреляц анализ,хар-я степень влияния отдельных факторов на результативный признак.

Общ явл-я нах в пост.движении разв-и в простр-ве и времени. Это развитие можно изучать путем анализа струк-ры,дин рядов и др приемов.при изуч дин-ки след исп групп-вки, корреляц метод,табл,гр-ки,индексы.

Наиб комплексность применения приемов показателей стат-ки достигается при анализе нар-хоз планов, при составл балансов пр-ва, распред общ продукта,нац дохода и тд.Сис-мы показ-лей доп-ся аналит записками.в них кратко излаг осн выводы и оценки итогового иссл-я, конкретные предложения по улучш деят-ти соотв подразд-й на осн.достоверн.фактов.

(75)Т11.В2.Статистические расчеты (СР)

Получ-е люб.показ-ля связ.с расчетом. СР-сложные исчесления показ-лей и исп-е всех рассматр-ых методов. Базой для таких расчетов явл фактич данные. При их отсутствии прих-ся заним-ся интерполяцией, прим темпы роста и тд.Методология расчетов весома и разнообразна. Для этого необх глубоко знать теорию изучаемого вопроса и природу расчит-го показателя. Производя расчеты при недостатке данных надо б. оч осторожным. Вcе расчеты следует вымерить и оценить,сопоставить с др источниками. Полезно рассчитать показатели разл способами. С.Р. м б прямыми, косвенными, нормат., усл. Прмые основываются на осн.пр.данных, нор-ые-нормативы, косвенные-косвенных, условные-гипотетич предполож-й. при расчетах широко прим ср-ие и относит показатели. Приемы расчетов обычно исп-ся комплексно

(76)Т11.В3. понятие ститистико-мат моделей (СММ)

Многие расчеты повт-тся. Это дает возм-сть их типизации и формализации, т.е. они м б представлены в виде мат моделей. В моделях исп статист показатели.,поэт их м назвать СММ.Класс СММ включ ряды дин-ки,корреляц модели и др. СММ тесно связаны с эк-мат моделями (ЭММ).С 1 стороны они явл их частью, с др-СММ шире ЭММ, поскольку относятся не только к эк-ке, а и к соц процессам(демограф модели).СММ строится на осн.сис-мы соц-эк категорий «переведенных» на язык пок-лей, т.е. соц категорию выр-ем в виде мат символов и знаков. Сл-но каждая модель СММ представл собой единство сис-м пок-лей и мат символов. СММ имеют и познавательное и прикладное знач-е. СММ компактно и объемно исп вместо длинных цепоче слов мат символы, делает более эффект-ым процесс познания в целом. Успешное построение СММ требует тщательного изуч-я существа проблемы, СП-явует уточнению многих категорий, их увязки и систематизации.Дает возможность «проигрывать» на ЭВМ разл.ситуации. Еще более важно СММ для практики стат-ки( позволяют делать сложнейшие расчеты).Служат мощнейшим инструментом для принятия управленческих реш-й. но нельзя переоценивать знач-е СММ. Любая модель лишь доп-ет анализ. Кроме того многие соц процессы нельзя формализ-ть. К СММ предъявл-ся ряд требований(главное-должны отражать действит-ть.).В больш случаев СММ Уже действ-ти.послед.модели их расширяют.каждая модель не д б ни слишком общей ни детализ-ой. Д учитывать возм-ти мат аппарата и вычисл техники. Важное требование-измеримость соц-эк категорий.

Вывод: чтобы СММ удовл-ли предъявленным требованиям они д б научно-построены(оно д б основано на предварит анализе), затем отгранич объект иссл-я, отбир-ся признаки, собирается исходная инфа.отображ зависимость результат-ый от факторного признака. После построения СММ еезаполн инфой, решают, анализ, исп в практ и теорет целях.роду расчит-гоодология расчетов весома и разнообразна.территории или ст

1. Предмет ст-ки. Считают,что понятие ст-ка походит от лат.слова «статус»,что означает положение, состояние, явление или стато(гос-во).Первоначально государствов-е. В наст. Вр-мя ст-ка употр. в 3-х значениях: 1)Это практическая деятельность людей осущ-их сбор,обработку и анализ данных о соц.-эк. Развитии страны,отдельных отраслей и предпр. 2)Это наука, разрабатывающая теорию и методы статич. практики. Они взаимно обогащают др. друга.Практика применяет правила, выбранные наукой, а наука обобщает опыт практики. 3)Данные отчётности п/п,орг-ций,отраслей и всего хоз-ва страны. Статистика-общ.наука,к-ая занимается сбором и обобщением данных о развитии общества. Ст-ка как наука стала развиваться с сер. 17в. по 2-ум напрвлениям: 1.описательному 2.мат-кому Описательная ст-ка – это описание гос.достопримечательностей(терр.,гос.устр-ва,населения,религии и тд).Они не пользовались числовыми данными и отсутств.анализ взаимосвязей обществ.процессов. Мат-кое направление зародилось в Англии.Представители(У.Петти,В.Госсета,Р.Фишер) этого напр.ставили задачей выявить закономерности взаимосвязей эк-ких явлений.Русские статистики:Ломоносов,Семёнов…. Ст-ка – это самостоятельная общ-ная наука,к-ая колич-ную сторону массовых обществ. явлений неразрывно связ. с их качеств.стороной в конкр. условиях места и времени. Осн.черты ст-ки: - изучает явления общ-ой жизни и имеющ.общ.значимость,но эти явления м. хар-ть и измерять кол-ными показателями,к-ые на опр. ступеним. переходить в новое качество. - ст-ка даёт хар-ку массовых явлений.Это даёт возможность освободиться от влияния случ.причин. Ст-ку интересуют варьирующие признаки:пол, возраст,образование,з/плата,стипендия. Общая теория ст-ки разрабатывает общие принципы и методы,ст-кие исследования и явления. Экономич. ст-ки разраб-ют и анализир. Показатели сост.эк-ки ,размещения производительных сил.Наличие матер,фин,трудресурсов и их исп-ния.Отрасли эк.ст-ки: -ст-ка на п/п, -с/х, -труда, -транспорта. Соц.ст-ка формирует сист.показателей,хар-щих соц. положение населения: народонаселение, здравоохранение, науку, политику и тд. Общая теор.ст-ки формирует необх. профессион. знаний у эк-тов, менеджеров, руквод. п/п. 1. (34)ПОНЯТИЕ О ВАРИАЦИИ ПРИЗНАКОВ. Вариация признака - изменение признака у ед-ц совокупности (напр. Рабочий различается по возрасту, стажу, квалификации…). Вариация порождается комплексом разнообразных условий, воздействующих на элементы совокупности. Влияющие факторы: внутренние и внешние, необходимые и случайные. Их действие органично переплетено. Напр., поломка строительной машины м. ↓ производить-ть труда, но этого не произойдёт, если будет резервная машина. Следовательно, необходимость оказывает регулирующее значение на случайные факторы. Мерой вариации в некоторой степени является ср-яя ве-на; но при одинаковой ср-ей размеры вариации могут существенно отличаться друг от друга. Поэтому д/характеристики распределения необходимы показатели степени вариации. 7. (40)Правило сложений дисп-й. Общ.вар-я в сов-сти явл-ся рез-том д-я всех причин и измер-ся общей дисп-ей: у^2= ∑(x-x)^2f/∑f. Вар-и групповых ср.измер-ся откл-ем групповых ср.от общ.ср-ей, и отраж.влияние фактора, по кот.произведена группировка: у^2= ∑(xi-x)/n = ∑(xi-x)^2*f/∑f, где xi – групповые ср-ие. Остат.или внутригрупповая вар-я выраж.откл-е отдельных значений пр-ков в кажд.группе от их групповых ср, и отраж.влияние всех проч.факторов, кроме положенного в основу груп-вки. Остат.вар-я будет отражать ср.из групповых дисп-й: дi^2= ∑(xi-xi)^2/ni; уi^2= ∑ уi^2fi/∑ fi Общ.вар-я пр-ков сов-сти опред.как сумма вар-й группировочн.ср.и остат.вар-и: у^2= д^2+ уi^2. Суть рав-ва: общ.дисп-я, возник.под возд-ем всех факторов д.б.= сумме всех дисп-й, возник.за счёт факторов группировки и под влиянием проч. факт-в; это рав-во известно как правило сложения дисперсий;оно позволяет находить общ. дисп-ю по групп-ым пок-м.Коэф.детерминации(отнош. межгрп . дисп-ии к общ) = д^2/ у^2; его значение макс-но и=1 если д^2=у^2; его значение мин-но и =0, если д^2=0	2. Метод ст-ки. Научным методом ст-ки явл.метод диалектического материализма, т.е. общ-ные явления измен. и разв.,но т.к. ст-ка явл. наукой,то она доп-ет этот метод своими приёмами. Метод ст-ки –это совок-сть общ. приёмов и принципов,исп-мых ст-кой д/изучения обществ-х явлений. Общие методы: -сравнение -анализ и синтез-индукция и дедукция-закон тождества -з-он исключённого 3-го -з-он достаточного основания(мысли необх подтвердить практикой)-и тд. Приёмы ст-ки: - метод массовых наблюд., т.е. д/обобщения нужна совок-сть фактов - метод группировок-это расчленение разнородных явлений на однородные ,а затем их хар-ка. - метод обобщающих показателей даёт сводную хар-ку сов-сти фактов - и все темы общей ст-ки Широко исп. в ст-ке и спец раздел мат-ки- мат.ст-ка.			3.Единая система учёта и ст-ки РБ. - оперативный учёт-это регистрация отдельных фактов в момент их свершения и близких к нему (явка студентов,выпуск продукции).Ведётся в натуральном выражении,необх. д/операт. руководства. - бух.учёт- учёт движения матер. и ден. ресурсов п/п и необх д/выявления рез-тов их деятельности. - межотраслевые и нар.хоз.связи выявляются только ст-кой. - статистич.учёт- межсторон.учёт явлений в масштабе п/п, отраслей. Д/этого он исп.данные операт. и бух. учёта.Они взаимосвязаны и едины. 5.Организация ст-ки в РБ. Гос.ст-ка явл. составной частью информационной сист. РБ,к-ая призвана обеспечить гос.органы, СМИ, научно-исслед. орг-ции,общ-ные объединения и население статистической инф-цией. Осн.задачи гос.ст-ки: 1.сбор, обработка, обобщение и анализ инфы о процессах,происходящих в эк-кой и соц-ой жизни РБ. 2.обобщение и прогнозирование развития нар.хоз-ва. 3.повышение кач-ва инфы. 4.повышение оперативности инфы на ЭВМ. 5.формирование бухгалтерских ст-ких показателей в соот. С требованиями междунар.бух.учёта и сист.нац.счетов наиб. полно отвеч.требованиям рын.эк-и. Органом гос.ст-ки явл. Министерство ст-ки и анализа. Структура:упр.ст-ки г.Минска,имеются областные, районные и городские.В Министерстве имеются упр-ния ст-ки:промышленности,с/х, соц.ст-ки, матер-ых ресурсов, планво-фин; отделы:населения, торговли, кап. стр-ва, транспорта и др. В составе областных имеются упр-ния:соц.ст-ки, транспорта и услуг, торговли и финансов, промышленности, АПР,с/х, труда и з/пл. В составе Минского гор.упр-ния имеются отделы:промышл. и охр.окр.среды,труда и зарплаты,матер.ресурсов,транспорта,бюджетов,финансов и торговли. Сист.гос.ст-ки основана на терр. произв. принципе,т.е.1)п/п по терр-ии отчитываются перед органами ст-ки. 2)централизация всей учётной ст-кой работы в органах гос.ст-ки 3)механизация и автоматизация всех работ на базе применения ЭВМ. Сущ-ет и ведомственная ст-ка,к-ая ведётся в министерствах ведомствах орг. И п/п.Ведомст.ст-ка вып-ет работы,связанные с получением, обработкой и анализом инфы,необх. д/оперативного руководства.Д/этого имеются ячейки, секторы, отделы и упр-ния. Переход к рын.эк-ке, широкое межд.сотрудничество и полная самостоятельность и ответст. п/п за рез-ты работы треб.глуб.анализа эк-ких явлений и процессов на п/п всех форм собственности. В связи с этим,значение органов ведом.ст-ки возрастает. 2.(35) ряды распределения. В процессе группировки произв-ся распред-е ед-ц совок-сти по значениям группировочного признака. В результате получается 2 колонки: одна содержит перечень значений признака, другая – данные о численности ед-ц. Такое распределение ед-ц совокупности по значению группировочного признака назыв. рядом распределения (РР).РР м.б.образ.по кач.атрибутивным (атрибутивные) и колич.(вариационные) пр-кам. Различают: дискретные вариац.ряды, интервальные вариац.ряды. Чаще примен.интерв.вар.ряды. При их построении след.соблюдать ряд условий: группы и подгруппы д.существенно отличаться др.от др.; лучше применять неравн.инт., а применение равных интервалов даёт возм-ть исп-ть матем. приёмы анализа явлений; чем больше колебание пр-ка, тем больше д.б. групп; не д.б. единичных и нулевых групп. Частоты – абс.численности интервалов ряда. Частоты, выраж.в долях или %тах ряда – частности. В интерв. рядах с неравными интервалами непосредств.сравнение численности затруднено, т.к. меняются и интервалы и их численности. В этом случае опред-ют плотность распред-я (отношение частот или частности к вел-не интервала). Плотность м.б.:абс.(рассчитана на основе частот),относ.(рассчитана по частностям). Частоты в вариац.рядах с равными интерв.и плотностью распред-я в рядах с неравн.интерв.выр-ют опред.закономерность распред-я. Д/харр-ки РР м.исп-ся и накопл.частоты; они д/каждого интерв.ряда рассчит.путём послед. суммир-я частот всех интервалов (рассчит-ся в восходящем и нисходящем порядках).
	4.Функции и задачи ст-ки. 1-ой осн.ф-цией ст-ки явл. познавательная,т.е.ст-ка устанавливает закономерности общего развития,начиная с бригад и участков и заканчивая всем народным хоз-вом в целом.Этими данными пользуются и др.науки(экономика, организация и др.) Управленческая ф-ция.На основе анализа работы за прошедший период принимаются новые планы,организуются и контр-ся их выполнение. Т.обр.,ст-ка выступает необх. эл-том гос.управления. Стимулируящая ф-ция. Планируемые орг-цией показатели д.учитывать потребности нар.хоз-ва и нацеливать их работу на конечный рез-тат. В принципе ст-кие показатели м.оказывать полож. или отриц.влияние на общественное время. Ф-ции и задачи ст-ки взаимосвязаны. Нельзя успешно управлять процессами общ. жизни без осущ.позноват.ф-ции.С др.стороны опыт упр-ния исп. д/новых обобщений в том числе оценки кач-ва показателей,т.е. на сколько они прогрессивны. 4.(9)Организация набл-ия При орг-ции набл-ия необх. решить след. вопросы: 1)об органах наблюд.(Это органы гос.ст-ки,их представители или ведомств.органы) 2)срок или время проведения набл.(отчётность.перепись). Срок набл. д.б. кратким и max приближённым к критич. моменту, иначе сведения устареют. 3)место набл. Вопрос важен д/явлений, перемещающихся в пространстве(люди, станки, самолёт). Перепись м.происходить по месту постоян. проживания, при изуч. обеспеченности жильём или врем.прожив. 4)Способы регистрации: -непосред.набл;-докум.сп-об;-опрос людей; -исп-ие АБД; 3.(36) Графич.изобр-е р.распред-я.Гр-ки!!!! Д/графического изображения дискретного ряда исп-ся полигон распр-я, гистогр-мы, в ряде случаев кумулятивная кривая. Гистограмма м.б.преобраз.в полигон распр-я путём соед-я середин верхн.сторон прямоуг-ков отрезками прямых. При построении гистогр.д/вариац.ряда с неравн.интерв-ми на ось ординат наносят плотность интервала;тогда высоты прямоуг-ков отраж.плотность распред-я.При ↑ числа набл-ий и ↑ число групп интерво-го ряда, что прив.к ↓ вел-ны интервала; при эт.↑ число сторон и ломанная линия превратится в кривую распред-я (хар-ет вариацию пр-ка и законом-ость распр-я частот внутри однокачеств.совок-сти). 6.(39) Дисперсия и её св-ва Св-ва дисп-и: Дисп-я пост.числа =0 Если все значения пр-ка ↓ или ↑на к-либо число А, то дисп-я от этого не изм-ся, т.е. дисп-ю м.выч.по откл-ям от к-либо пост.числа А Если все значения пр-ка↓ или ↑в К-раз, то дисп-я от эт.изм-ся в К^2-раз, т.е. м.все значения пр-ка уменьшить в К-раз, вычислить дисп-ю, а затем умножить её на это пост.число в квадрате. Дисп-я пр-ка=разности ср.квадрата значений признака и квадратом их ср-ей: у^2= х^2 – х ^2­ ; x^2 =∑x^2f/∑f Расчёт дисп-и (СП-б моментов или от условного нуля): у^2=∑(x-a)^2*f/∑f -(x-a)^2
Тема №2. Статистические набл-ия 1.(6)Статистическое набл-ие С развитием рын.отнош. роль информ.базы возрасла, возникла потребность в изучении влияющ.факторов. Важным ресурсом в управлении стала информация. База инф-ции формируется в рез-те набл-ия. Статист.набл-ие- планомер.науч.организованный сбор данных по явлениях и процессах общ.жизни.Набл-ие нач-ся с получ-я инфы,к-ая разнообразна по содержанию и способам получения(перепись населения,отчётность п/п).При набл-ии регист-ся признаки всех ед-ц совокупности. В рез-те получаем анкеты,записи регистраторов.Материал систематизируется в процессе обработки и исп. д/анализа и выводов,поэтому он д.б. качественным,т.е. отраж.реальн. жизнь. Набл-ие д.б массовым,иметь программу и план, способы, средства и сроки учёта фактов, контроль получ.данных. Процесс набл-ия сост. из составления плана набл-ия,его подготовки(печатание бланков,инструкций),пр-во набл-ия и контроль данных. Кроме того,сост-ся прог-ма обработки, а также фин.часть. 5.(10)Виды статистического набл-ия Набл. делится на неск. видов:1)по полноте охвата ед-ц сов-сти; 2)по учёту фактов во времени;3)набл. б. сплошное(охв-ет все ед.сов-сти:отчётность,перепись) и несплошное(охв-ет часть ед.сов-сти:торговый оборот и цены на гор.рынках) Несплошное набл.имеет неск. разновидностей: • при выборочном набл.изуч.некот. часть ед.сов-сти,отобранная в случ.порядке,а сведения о ней относятся ко всей сов-сти ед-ц.(часто прим-ся при контроле кач-ва продукции, при изучении исп. раб. времени) • при набл.по сп-бу осн.массива изуч.наиб.крупные ед-цы или преобл.их часть(дин-ка цен по наиб.крупным городам) • монографич.набл.-это подробное описание отдельных общ.явлений.(аренда,ОАО,ЗАО)Не имеет опр.прог.,фиксирует все самое интересное. • анкетное набл. – заполнение спец.опросников. • метод интервью,теле-,радиоинтервью и газет • если набл.происх.ч/з опр. промеж.времени,то мы имеем переодич.набл.(остатки матер-лов на складе на конец каждого периода) • единоврем набл. проводится по мере возникновения потребности в нём(перепись объектов незаверш.стр-ва). 8.(13)Контроль за данными и ошибки набл-ия Данные ст-ки д.б. достоверными.Однако в процессе набл-ия ошибки неизбежны. Д\их устранения необх. знать причины их возникновения и уметь обнаруживать. Различают 2 вида ошибок: регистрации и репрезентативности. Ошибки регистрации б.непреднамеренными и преднамеренными. Непреднамеренные ошибки б.: -случайные;-систематические;-репрезентативные. Случайные ошибки связаны с невнимательностью, неточностью прибора, но здесь действует закон больших чисел. Непреднамер.систематич.ошибки- это округление признака(округление доходов, расходов, возраста). Непреднамер.ошибки репрезентативности закл.в том, что выборочная сов-сть ед-ц неточно отражает всю Г.С.,т.е. все ед-цы. Преднамеренные ошибки завышают или занижают конкретные значения признаков,поэтому преднамер. ошибки требуют сплошного контроля. Законом уст-ны администр. и экономич. меры,вплоть до уголовной ответственности.Собранные данные д.проверяться:полнота данных проверяется по предварительно созданным спискам. Ошибки выявляются путём логич. и счётного контроля. Логич.контроль-сопоставление данных между собой и сравнение с др.источ-ми данных. На основе счётного контроля проверяются итоги и расчёт показателей, к-ый устанавливает наличие ошибки. 10.(51(Ошибка выб-ки при комбинир.отборе. При комбинир.выборке выборочная сов-ть форм-ся в рез-те ступенчатого отбора. Напр-р, д/изучения успеваемости студ-в фак-та сначала отбир.группы,а затем в кажд.группе случ-но или мех-ки отбирают число студ-ов.Поэт.общая ошибка выборки скл-ся из ошибок на каждой ступени и опр-ся как корень квадратный из суммы ошибок соответств.выборок. Напр-р,при комбинировании серийн.выборки ошибка будет опред-ся по ф-ле:			2.(7)Три формы организации набл-ия Набл-ия организуются в 3х формах: -отчётности-спец.организ.управления-автоматиз.банка данных Отчётность- форма набл-ия, при к-ой данные от п/п поступают в виде обязат.отчётов об их работе.Это касается п/п всех форм собственности.Форма отчётности заполняется на основе первичных учёт.док-тов и предоставляется в органы ст-ки и в свои вышестоящие организации. Отчётность служит осн.источником данных д/контроля за выполнением планов и операт.руководства хозяйством. Бывает и спец.организованное набл-ие(перепись населения,незаверш-е стр-во).Не о всех явлениях общ.жизни м. получить отчёт. Порой данные от чёта недостать и проверяют данные отчётности. Получение и концентрация инфы в памяти ЭВМ стр-ых орг-ций и органов ст-ки происх. путём ввода данных на разл.носители инфы. Т.обр.,накапливаются большие массивы инфы,к-ые м.б. выданы потребителю в любое время. Такая система наз.АБД(автоматиз.банк данных).Она формируется на основе регистров данных, т.е. своеобраз. автоматизир. карточек, содержащих сведения о каждом объекте(в регистре строек каждая стр-ка хар-ся кроме названия и адреса, ведомств. принадлежностью, назначением, сметной стоимостью и др.) В АБД поступ.инфа плановая, нормативная и отчётная. Она запис-ся 1 раз, а исп-ся многократно. Это на 30% сокращает поток инфы. 6.(11)Источники и способы собирания данных Инфа м.б. получена в рез-те непоср.набл., из док-тов, путём опроса людей и из АБД. • при непоср.набл. статорганы получ.сведения на основе личного осмотра, подсчёта, обмера и тд.Это точный и надёжный источник данных,но трудоёмкий. • документальн.исслед.- основано на исп. различ. док-тов(отчётность п/п).Даёт наиб.точные рез-ты.Унификация первич.док-тов обеспеч.ед-во показателей(стр.орг-ции м. вып-ть различ.виды работ:соизмерителем этих работ явл.стоимость).В ряде случаев приходится -саморегистрация;-корреспондентный сп-б; При устном опросе регистратор опрашивает обследуемое лицо и заполняет бланк. При саморегистр.исслед.лицу вручают бланк и разъясняют вопросы.Заполняют,забирают,проверяют бланк. При корресп.сп-бе рассылают бланки обследования и указания к их заполнению(по почте,факсу).Ед-ца их заполняет и высылает соот. Орг-циям. При исп.АБД по запросу получ.инфу из памяти ЭВМ и исп.в работе. В наст.время получ.распрост-е спец-но организов.набл-е с заявлением-мониторинг.(хар-ка кач-ва жизни).Получ.распр-е мониторинг окр.среды.Позвл-ет получить операт.инфу для принятия решений. 1.(14)Статистич. сводка В рез-те набл., мы получаем данные по каждой ед-це, но правильно собранные данные не гарантируют правильных выводов. Д/их получения факты надо обобщить: для этого надо провести сводку первичных материалов. Т.обр., сводка явл. 2-ой ступенью исследования. Статист. сводка-э научная обработка первич. материалов набл. д/хар-ки сов-сти обобщ. показателями. Сводка обобщает материал, переходит от единичных фактов к общим закономерностям. Д\этого исп-ся группировки. Хотя сводка и явл. второй ступенью исследования, но уже в процессе набл. м. обнаружиться хар-ные изменения в распределении ед-ц, что даёт возможность потом сгруппировать материал. Сводка сост. по ранее разработанной программе, к-ая опр-ся её задачами. В плане сводки предусматривается очерёдность обработки мат-ла, кто проводит, сроки, … Сост. эл-ты сводки: 1)программа, определяющая применяемые группировки и систему хар-ную сов-сть показателей; 2)подсчёт групповых и общих итогов; 3)оформление в виде таблиц. В процессе сводки проверяют полноту охвата ед-ц и кол-во полученной инфы.			3.(8)Программно-методологические вопросы набл-ия Программа- осн.вопрос набл-ия. Она опр-ся её задачами(изучение произв-сти труда) Программа- перечень вопросов или признаков, на к-ые д.б. получены ответы по ед-цам.набл-ия. Задачи набл-ия опр.цель, а цель опр-ет объект наблюд. Прога наблюд. включ. наиб. важные признаки явлений.В ней не д.б. лишних вопросов, а только те, на к-ые м. получить достоверные ответы и они не должны вызывать подозрений у опрашиваемых лиц. Вопрос д.б. чётким,иметь подсказки и без альтернатив.вопр. Объект набл-ия –совокупность явлений и процессов, к-ые подлежат исп-нию. Объект набл. – статист.совокупность, сост-ая из отдел ед-ц. Ед-ца набл-ия – эл-т совокупности,по к-му собираются данные(Отдельный чел при переписи населения,а семья при изучении бюджетов).Ед.набл. зависит от задач исследования. Стат.ф-ляр –бланк с вопр. и свободным местом для ответа(карточные и списочные).Карточные предназнач. д/регистр-ии сведений по 1-ой ед-це.Списочные –д/регистр. сведений по 2 и более ед-цам. Инструкция –пояснение к заполнению бланка-ф-ляра.Она опр-ет цели и задачи набл.,объект и ед-цу,порядок оформления документации, срок отправки, а самое гл. разъясняет вопросы ф-ляра.
						7.(12)Организация статистической отчётности Осн.форма набл-ия –стат.отчётность:предст-ет.собой офиц.док-нт,сод.сведения о работе п/п,явл.обязат.,имеет юр-кую силу, док-ную обоснованность. Необх.д/управления и планового ведения хоз-ва.Руководит отчётностью Мин.стат.РБ. Порядок, сроки и сп-бы предост.отчётности опр.табелем отчётности. Она разделяется на общегос-ную и ведомственную. Общегосударственная отчётность предст.в органы ст-ки,а затем в сводном виде – правительству. Ведомств.-.д/нужд. Министерств и ведомств. Формы отчётности м.б. типовыми и специализированными.Типовые формы содержат одинаковые показатели д/всех п/п отрасли или ряда отраслей.Специализир.отч. различ. в зависимости от особ.отрасли или типа п/п. По срокам представления отчётность м.б.:ежедневная, недельная, декадная, квартальная, месячная, годовая. По сп-бу предст.сведений отчётность м.б. срочной, передаваемой по факсу и почтовой. Каждая форма имеет название п/п,его адрес и отчётную инфу. Минимум вопросов, подлежащих обязат.освещению в каждой форме наз. реквизитом данной формы. Отчётность д.б. достоверной, простой, единообразной, своевременной и дешёвой. В орг-ции стат.отчётности в послед.время произошли знач.изменения: переход экономики РБ на снс.Разработана прога перехода на СНС.Её вып-ние д.обеспечить переход к сист. показателей, учёта и ст-ки в соот. с междунар.стандартами. Создать условия д/повышения ур-ня гос.регулирования, развития эк-ки за счёт увеличения эф-сти и достоверн. инфы, расширения сферы учёта и ст-ки. СНС пр.собой адекватный рын.эк-ке нац.учёт, завершаемый на макроуровне сист. взаимосвяз. показателей. СНС треб. информир. инф.базы и стат. набл.Получаемая инфа д. позволить принимать тактические и стратегич.упр-кие решения. 4.(17)Вторичная группировка Вторичная группировка выступает особым видом. Вторичная гр-ка – образование новых групп на основе ранее проведенной гр-ки. Необходимость в ней выступает в 2х случаях: 1)когда нужно ранее выполненные группы укрепить, т.е. сделать их более типичными(месячные уровни объединить в квартальные) 2)если материалы собраны разными людьми и с разным интервалом образованы группы. Перегр-ка производится путём дробления групп по принципы пропорциональности.
2.(15)Группировки статист. данных Группировка в ст-ке –это расчленение изучаемой совок-сти на группы и подгруппы по ряду характерных признаков и их хар-ка обобщающими показателями.Ед-цы совок-сти различают: 1)по размеру признаков2)по качественным показателям М. их разделить по этим признакам и объединить в группы(рабочие различ. по возрасту, размеру з/пл) Виды группировок:1)типологич.2)структ-ые3)аналитич. 1.при помощи типолог групп-ки изуч-ся однородное в соц-эк отношении, типы явл-ий и процессов. Они вскрывают наиб общую стр-ру изучаемых явл-й, дает возможность охарактеризовать ее изм-е и сделать правильные выводы о тенденции развития. В кажд случае оч важным явл выбор группировочного признака: 1. признаки д б важными. 2. для полноты хар-ки следует исп систему показ-й. 2.изуч-е состава однотипных явл-й достиг-ся с пом групп-ки. 3.изуч зависимость м/д признаками ед-ц сов-ти. Завис-ть м/у признаками устанавливается: распределение ед-ц сов-ти по факторным признакам. И кажд группа хар-ся ср-ими и относит вел-нами.(завис-ть успеваем-ти студента от пола) Признаки: факторные и результативные. Факторный-признак,кот обуславливает изм-е др признака. Признак, кот измен-ся под влиянием факторного-результ-ый.Сами признаки м б колич-ми или качест-ми(атрибутивными). Колич-ые признаки: дискретные(состав семьи), непрерывные(зарплата) Хар-р образ-я групп зависит от признаков и задач группировки. Число групп по качест-у признаку зависит от его разновидности. Образование групп по колич-му признаку зависит от задачи исслед-я и колеблемости признака. Важно учесть всю совок-ть ед-ц и установить размеры интервала. Интервал- разность м/д макс и мин знач-ми признака в каждой группе.по вел-не м б равные и неравные. При небольш колебаниях признака и равномерном распред-ии прим равные интервалы. Вел-на равного интервала вычисл по ф-ле: i=(xmax-xmin)/n n-число групп приним-ся на основе личного опыта, зад-ся иссл-ем или по ф-ле: n=1+3,322LgN (ф-ла Стерджесса), N-число ед сов-ти. При числе ед-ц до 100 не рекомендуется образовывать до10 групп. В рез-те групп0ки не д б нулевых и единичных групп-надо производить перегрупп-ку. Если хmax, xmin сильно отлич-ся от смежных знач-й, то их соответственно уменьш или увелич-ют. Недостатки ф-лы Стерджесса: д б большое N, распред-е ед-ц по группировочному признаку д б близко к норм-му.Др способ определения n основан на прим-ии показ-ля ср-еквадратического отклонения.Неравные интервалы наз возрастающими. Их вел-на опр-ся имеющимися данными. Иногда прим кратные интервалы. Интервалы: закрытые, открытые. При закрытых указывают нижние и верние границы групп. Открытыми м б только интервалы крайних групп. Групп-ки произведенные по одному признаку наз простыми. А по двум и более признакам, взятым в сочетании, -комбинационными. Много признаков брать нельзя, т к получ-ся оч сложная групп-ка, кот не позволяет выявить одновременное влияние комплексов факторов на исследуемый показатель. Вывод: приходиться брать не более 3х признаков и 4х интервалов. 3.(16)Многомерная группировка Т.к. нельзя брать много признаков(более 3х признаков и 4х интервалов), то для решения задач многомерной груп-ки применяется один из методов стат-кой теории распознавания образцов – кластерный анализ. Реализация этого метода связана с исп-ем ЭВМ. Напр., имеем совок-сть стр-ных орг-ций, хар-щихся объёмом СМР, числом рабочих, произв. труда, наличием стр. машин и механизмов. Группировка орг-ций производится одновременно по всему набору признаков. Этот набор обр-ет «признаковое пространство», где каждому признаку придаётся смысл координаты. Если в наборе n признаков, то каждый объект рассм-ся как точка в n мерном пространстве. Задача многомерной группировки сводится к выделению сгущений точек в этом пространстве. Мерой близости между критериями м. служить различ. критерии( евклидово пространство). Xki – значение k-го признака в i-том объекте Xkj - значение k-го признака в j-том объекте Чем меньше это расстояние, тем больше близость 11 .(52) Ошибка выб-ки при малой выб-ке зачастую на практике применяются малые выборки (n≤30). При малых выборках µ имеет распределение Стьюдента и равно: , где ( -выб., -генеральное). Стьюдент доказал, что в случае малой выборки действует особый закон распределения вероятности, здесь ∆ зависит от t и n. По мере роста n распределение в малых выборках стремится к нормальному.		5.(18)Организация сводки Орг-ция сводки м. идти ч/з гос-ную или ведомственную ст-ку.Теперь преобладает гос.ст-ка. Это обеспечивает гос. интересы, сокращает объёмы работ, даёт возможность применять ЭВМ. При децентрализованной сводке первичные матер-лы сводятся в пределах вышестоящих орг-ций, к-ые передаются вышест-му звену. По сп-бу вып-ния сводка м.б. ручной и автоматизир. В связи с появлением ПК, созданием автоматизир. раб. мест, разраб-ие пакетов прикладных прог,ручная сводка не применяется. Автоматизир. сводка вып-ся на ЭВМ и складывается из ряда операций: 1)перенос данных из первичных док-тов на носители инфы; 2)контроль качества переноса; 3)сортировка данных по группам; 4)табулирование, т.е. вып-ние выч. операций по отдельным показателям, группам и по всему массиву данных. 6.(19)Статист. таблицы Рез-ты сводки даются в виде стат. таблиц. Это позволяет итоговые данные набл-ия легко читать, сравнивать и анализировать. Стат. таблица –это рациональная форма изложения и обобщения данных об общественных явлениях. Таблицы позволяют сжато и компактно изложить рез-ты сводной обработки данных набл-ия. Достигается это тем, что объекты и хар-щие их показатели располагаются в опр. системе, позволяющей внести их наименоания в виде общих д/них заголовков. Составными частями и эл-тами табл. явл.: Каждая табл. имеет общ. заглавие. Название д.б. точным и ясным, выражать смысл цифр, указ. террит. или период времени к кот. они относятся и ед.измерения.Каждая табл. имеет подлежащее и сказуемое.Подлежащее –объект изучения (рабочие,бригады)Сказуемое –показатели, хар-щие объект(производитнльность, объёмы СМР). По характеру подлежащего табл. делятся на простые, групповые, комбинационные. Простые –табл., в подлежащем кот. нет группировок. Они б. перечневыми, террит. и хронологич. Приводится перечень ед-ц, сост. объект изуч. В терр. Табл. приводится перечень терр.(стран,обл….). В хронолог. табл. приводятся периоды времени, даты о сказуемом показателей(СМР за к.-то годы) Групповой наз табл., в подлежащем кот. выделены группы, обр. по 1-му признаку, зависимость часовой з/пл от стажа рабоыты. Комбинац. наз. табл., в подлежащем к-ой выделены группы по 2-ум и более признакам (зависисимость часовой з/пл от стажа раб. и прохождения обучения). Простые табл. дают инфу д/осущ. контролир. ф-ции, а групповые и комбинационные д/научно-познават. целей. Нужно уметь читать и анализировать табл. Сначала знакомятся с названием табл., заголовками подлеж. и сказуемых, опр-ют хар-щую табл., устанавливают ед.измерения, время, а потом приступают к анализу. Правила построения табл.:1. небольшие по размеру2. название табл., строки подлеж. и сказуемого д.б. точными, краткими и ясными.3. д.б.итоги и ед.измерения, сноски,примечан.4. нулевые значения признака обозн. «―», если нет сведений, то …; 5. д.соблюдаться принятая точность величин;6. в больших табл. после каждых 5 строк нуна ставить двойной промежуток7. графы и строки номеровать. 8. взаимосвяз. и зависимые данные целесообразно располагать рядом.9. числа ед. под ед-цами, десятки под десятками, запятая под запятой. 2.(21)Абсол. величины. Обобщающие показатели бывают экстенсив. (объёмн.) и интенсивные (качественные). Объёмные показатели-это обычные абсолютные величины. Интенсивные показатели-подразделяются на относительные и ср-ие. Абсолютными величинами наз.показатели, выраж.размеры, объёмы и ур-ни общест. явлен.и процессов. Они широко исп-ся в планировании, в учёте и при эк. анализе. По сп-бу выражения абс. вел-ны бывают: индивидуальные ,гпупповыеобщие. Индивид.выраж.размеры колич. признаков у отдельных ед-ц.А групповые и общие – у отдельных групп или у всех ед-ц изучаемой совок-сти, т.е. они получаются путём суммирования индивидуальных. Абсол. величины всегда числа именованные, т.е имеют ед-цы измер-я:натур. (тонн,м^2, шт) и условно-натур.(кирпич, лист шифера, тонна цемента). Для обобщения данных исп-ся стоимостные или ден. ед-цы измерения. Абс.показатели м.б измерены с различной степенью точности.			1.(20)принцип построения стат.пок-лей. Эк.-статист. показатели содержат колич. хар-ку свойств эк. явлений. Люб.показатель предст. собой модель количеств. характеристики обществ.явления. Поэт.кажд.показатель с возможной точностью должен соответствовать сущности измеряемых явлений. Эти положения излагаются в инструкции «по заполнению форм гос. статотчётности, по инвестициям и строительству». Необходимость рассмотрения исследуемого объекта во всех его связях приводит к необход-сти применения сис-мы показателей. При их формировании д.б. чётко сф-лированы значения и область их применения, определены выполняемые им функции. Стат. показатели-это величины, хар-щие общест. явления в конкретных условиях времени и места. Согласно эт.определению показатели выполняют учётную функцию. Изучая отчётные данные по действующей системе показателей, руководители разного уровня получают объективн. инфу о состоянии дел в организации, отрасли и в экономике в целом. Действующая сис-ма показателей м.сознательно направлять развитие организаций и фирм. Плановые показатели-вып.директивную ф-ю, ориентируют руководителей и всех работников на решение поставленных задач. Составы плановых и стат. показателей различ.м/собой. Анализотчётных показателей д. выявить неиспользов. резервы. Однако, отчёт. показатели д.б. сопоставлены с плановыми по методологии их определения. Показатели д. выполнять стимулирующую функцию, т.е. направлять деятельность строителей на ввод объектов. 3.(22)Сущность относит велечин. Абсол. величины играют важную роль в познавательной деятельности человека. Для проведения анализа их недостаточно, т.к требуется сравнение и сопоставление показателей. Относ.величины в статистике-мера соотношения показателей с принятой базой сравнения. Они выраж.в различн.форме в зав-сти от базы сравнения. Так, если база сравнения принята за 1, то относ. вел-на изменится в коэффах; в %-если база принята за 100; в ^0/00 (промилях)-если база 1000;в ^0/000 (продецемилях)–если база 10000. Относ. величина м.б. числами именов-ми (пл-ть населения). Выбор ед-ц завис.от з-ч исслед-я. Базу сравнения необх-мо выбирать обоснованно. 4.(23)Видя относ.величин В практике ст-ки примен.различные виды относ.величин. Отн.вел-на планового задания-отношение планового задания к фактическому достигнутому уровню. Измеряется в %. Отн. вел-на дин-ки-характеризует изменение одноимённых показателей во вр-ни и получается путём сопоставления показателя каждого периода к прешествующему или к первоначальному.Поэт.они наз-ся цепными или базисными. Измеряется в %, коэф-ах. Отн. вел. вып-ия плана-отношение факта к плановым заданиям. Если У0-базис. период,Упл-планов.задание,Уф- фактич.достигнутый ур-нь, то Относ.вел. Упл Отн.вел. Уф Отн.вел. Уф план.задания= У0 ; вып.плана= Упл ; дин-ки= У0 ; Отн.вел. структуры характеризует удел. вес части в общем итоге. Измер.в коэф-ах или %. Напр., в группе 30 чел. Из них 22 девушки, 8 парней. Удел.вес девушек-73,3%, парней-26,7%. Отн.вел.координации хар-ют соотношение отдел. частей целого, одна из которых принята за базу сравнения. Напр.,22:8=2,75 девушки приходится на 1 мальчика. Отн.величина является дополнением к характеристике струк-ры. Отн.вел. сравнения или наглядности хар-ет соотношение одноимённых показателей, относится к различ.объектам и территориям, но за один и тот же период или момент времени. Напр.,соотнош-е объёмов СМР (2 общестр. СУ) близких по своим возможностям. Отн.вел. интенсивности харак-ет степень распространённости данного явленя в опред.среде. Многообразие изучаемых величин общест.явлений требует дифир-го исп-я абс.и отн.величин.Отн. величины не следует отрывать от базы. Напр., в 2 близких по своим возможностям СУ объём СМР возрос в 1-м на 15%, во 2-м на 7%. Но объём СМР в 1м СУ-100млн., во 2м-300млн. ∆СМР=150 млн.руб; ∆СМР=25 млн.руб. Только комплекс применения абс. и отн. величин даёт всестороннюю хар-ку изучаемого явления. 9. (50)Ошибка выб-ки при серийн.отборе. При серийн.отборе наиб.часто выб.равновелик.серии. В отобр.сериях произв-ся сплошное набл-е ед-ц,поэт.ошибка выборки завис.от числа отобр.серий и от вар-й ср-их внутри серий,кот. измер-ся межсерийной дисперсией. Если общее число серий ГС R, а число отобранных серий r, то имеем: 1) д/повторн.отбора: 2)д/бесповторного отбора:

5.(24) Понятие и осн.эл-ты гр-ков.

В практике статистики материал таблиц удачно доп-ет графики. Стат. график-нагляд. изображение данных при помощи геом. образов, знаков, геогр.картосхем. Гл.их достоинство-наглядность. Показатели через графики стан-тся понятн., выразит-ми,запомин-ся. Наиб.распространнёные пакеты прикладных программ,к-е используются для постр. графиков: Harvarb graphics,Statgraf,Supercals,Excel.Осн. эл-ты графиков: 1)Поле графика-пространство, где размещ.геом.знаки или обрзы, образ.график. Оно хар-ет размерами и пропорциями. Размер д. соответст-ть назначению. Пропорции д.соответствовать нашим представлениям о гармонии.Наилучшее соотношение маштаба по осям 1,66:1 наз. золотым сечением. 2) Геом.знаки(образы)-знаки, с пом,к-ых изображаются стат. величины. Это м.б. отрезки прямых линий, точки, квадраты, прямоуг-ки, круги,..Знак – основа гр-ка, поэт. оч важно правильно его выбрать. 3)Пространств.ориентиры-размещение знаков в поле гр-ка. Зад-тся сис-мой координ. сеток или контур.линией,к-ые делят это поле на части. Прим-ся декартовы или полярные координаты. Криволин.контур. линии прим-ся в стат.картах (границы районов, государств). 4)Масштаб ориентры опр-ся системой масштабных шкал, к-ые бывают равномерн.и неравномерн. (полулагорифм., логорифмич.). Чаще прим-ся равномерн.шкалы. 5)Экспликация графика-словесное пояснение его сод-ния. Включ. название графика, подписи масштаб.шкал, ед-цы измерения и услов. обозначения. Назв-е графика д. в краткой форме передавать его содержание.

1. (30)Понятие и сущность ср.величин

Абс.и ср.величины имеют важн.значение в ст-ке, но д/анализа этих пок-лей недост-но. Стат-ка исслед.пр-ки массовых явлений, кот.разл-тся по величине (напр. Рабочие одно профессии по возрасту, стажу…). Поэт, с одной стороны мы имеем много пок-лей и сними трудно работать, а с др-размеры признака д/каких-либо условий являются характерными (напр. Возраст студентов дневной и заочной форм обучения). Размеры признака, характерные д/массы ед-ц ст-ка измеряет с пом.ср.величины. Ср-яя величина – обобщающая хар-ка однотипных явлений по одному колич-му пр-ку.

Ср.вел-ны дают возм-ть охаракт-ть общ.св-ва масс.явлений, закомерности их развития.

При расчёте ср.след.солюдать рд условий:1)их след.сопоставлять и расчит-ть для качно однор.ед-ц2)при большой разнице в показателях след. произв-ть группировку.Осн.недостаток ср-погашение индив. различий у ед-ц сов-ти.Поэт надо расчит-ть max,min пределы.

3. (32)Св-ва ср.арифм.

• Ср-ие арифметические пост.ве-ны= этой постоянной

• Алгебраическая сумма отклонений индивид.значений пр-ка от ср-.арифм = 0: ∑(х – х)=0; ∑(х – х)*f=0

• Сумма квадратов отклонений индивид.значений пр-ка от ср-.арифм. есть число минимальное: ∑(х – х)² = ∑d² = min; ∑(х – х)^{2 *}f = ∑d^2*f = min

• 2-ое и 3-е сво-ва могут исп-ся д/проверки правильности расчёта ср-ей

• Расчётное св-во(св-во имеющ.прикладное знач.): а)если значение пр-ка кажд.ед-цы ↓ или ↑ на пост.число, то ср-ее ↓ или ↑ на то же число; б)если значение признака каждой ед-цы разделить или умножить на постоянное число, то ср-.арифм. ↓ или ↑ во столько же раз; в) если частоту f каждого значения признака разделить или умножить на какое-либо постоянное число, то ср-.арифм не изменится.

В наст. вр-мя расчётные св-ва неск-ко утратили своё значение в связи с исполь-ем электронно-вычислит.техники при расчёте обобщающих пок-лей.

4.(45) Требования к оценкам.

Д/оценки пар-ра м.исп-ся люб.оценки Д/того, чтобы выбрать лучш.из них,нужно иметь критерий сравнения оценок (они также м.б.разн.в зав-сти от цели д/кот.строится оценка).Любой критерий опред-ся выбором меры близости оценки к истинному значению оценив-го пар-ра,т.е. рассеивание случайн.вел-ны х около х д.б. наим. Оценки бывают: 1) несмещён: мат-кое ожидание пар-ра=оцениваемому пар-ру, т.е. пар-тр распр-я выб-ки и ГС совпадают;в противном случ.имеем смещ.завыш./заниж. оценку; предпочтение отдаётся той, кот.имеет наим.рассеивание около оцениваем.пар-ра; 2) эффективная: это несмещённая оценка, имеющая наим.дисперсию среди всех возможных оценок; 3) состоят.: оценка, кот.подчиняется з-ну больших чисел, т.е. при достат-но большом числе наблюд-й с вероятностью близкой к 1 можно утверждать, что разн-ть м/у пар-ром распр-я выборки и ГС небольшая. (т.е. при ↑ числа ед-ц выборки стан-ся менее вероятной возм-сть значит.ошибки в оценке неизвестн.пар-ра); 4) достат:оценка, исп-щая всю инфу отн-но оцениваемого пар-ра, сод-ся в выборке.

5.(46)Доверительные интервалы вер-ти.

Задача интервальной оценки: по данным выборки построить числовой интервал, относительно которого с заранее выбранной вероятностью можно сказать, что внутри этого интервала нах-ся оцениваемый параметр. Интервальное оценивание особенно нужно при малом числе набл-ий, когда точечная оценка мало надёжна. Доверительный интервал – интервал, относительно которого с заранее выбранной вероятностью p=1-б можно сказать, что он содержит неизвестное значение параметра. Чем ↓ этот интервал, тем точнее оценка неизвестного параметра и наоборот. Вероятность p=1-б , назыв. доверит.вер-тью(б – ур-нь значимости). Выбор доверит.вер-сти не явл.строгой мат.з-че, а опред-ся конкретно решаемой проблемой. Нельзя в рамках мат. теор. не интересуясь хар-ром выпускаемых изделий решить вопрос о том, мала или велика вероятность б. На практике обычно приним-т б=0,01 или б=0,05

6.(25)Сравнит.диаграммы.

1.Столбиковые:

Объём СМР СУ за 2004-2006 гг.

2.Столбиковые, скомбинир.группировкой показателей по 2-м признакам:

Дин-ка числ-ти рабочих СУ по полу за 2004-2005 гг.

3.Полосовые (столбчатые, развёрнутые на 90⁰):

Дин-ка объёмов СМР

4.Ступенчато-столбчатые и ступенчато-полосовые:

5.Для квадратных и круговых (из сравниваемых величин извлекаем кв.корень и в принятом масштабе берём сторону квадрата или r_круга).

Замечание: площади сравнивать труднее, чем высоты!

8.(27)Динамич.диаграммы

Д\изображения дин-ки м. прим-ся столбиков, квадр, секторн.и кругов.диаграммы. Но чаще прим-ся лин.диагр.

Диаграммы объёмов СМР за 2004-2006гг.

Строятся в системе координат прямоугольной, на одном гр-ке м. построить неск-ко диаграмм.

Иногда строят радианные диаграммы:берут данные не менее чем за 3 одноимённых периода и строят по ср-им:

2.(31) Виды ср.Сущ-ет2 категории ср.величин: степенные и структурные (описательные).

Степенные ве-ны: ср-еарифм., ср-еквадратич, ср-егеом. Расчёт этих ве-н выраж мат-ки. Общая ф-ла степенных ср-их ве-н: , где m – показатель степени ср-ей, n – число ед-ц, х – отдельное значение признака, х – степенные ср-ие

Ср-ее арифметическое, гармоническое, квадратичное м.б. простыми (если каждое отдельно значение признака встречается 1 раз) и взвешенными (если встречается несколько раз).

Эти степенные ср-ие ве-ны , исчисленные д/одной и той же совокупности ед-ц имеют различные количественные значения и чем больше показатель степени (m), тем больше ве-на ср-ей. Х₀^геом< Х_-1^гарм<Х₁^арифм <Х₂^квадр. Это сво-во ср-их называется мажорантностью. Применение вида ср-их определяется материальным содержанием изучаемых явлений; наиболее часто применяются ср-ие арифметическое и гармоническое.

Показатель степени ср-ей	Простые	Взвешенные
m=1 (ср. арифм-ое) m= -1 (ср.гармонич.) m=2 (ср. квадр.) m=0 (ср.геометрич.)		П - произведение х-темпы роста

4. (33)Др.виды ср-их.

Ср. гармонич.прим-ся, когда известны индивид.значения к-либо пр-ка и общий итог совокупности, но неизвестны частоты f. (Х = ∑x*f/∑f, где x*f = Ф; если f неизвестно, тогда: Х = ∑Ф/∑f = ∑Ф/∑x^-1*Ф)

Ср-ее геометрическое применяется при вычислении ср-их темпов дин-ки.

Ср-ее квадратичное применяется д/ характеристики вариации признака.

7.(26)Структурн.диаграммы.

Структ. диаграммы бывают: Столбиковые:

Дин-ка численности СУ-1 за 2004-2006гг. по полу:

Полосовые-наиболее частого исп-ния.Струк-ра себест-сти СМР (в %)-прям.затрат:

Мат-лы и к-ции -60 1% - 3,6⁰;

Зарплата-25 60*3,6=216⁰;

Стоим-ть экспл-ци-15 25*3,6=90⁰; 15*3,6=54⁰

Замечание: При мален. отличии в размерах составляющих она получается плохо!

Секторные с долевой группировкой:

М.б. на полукругах:

Стоклеточная или шахматная:

1 кл=1%;

структура:30;45;25.

Балансовые:

Знаки Визара:

1. простой знак Визара обозначает объём явлений, являющихся результатом перемножения 2-х др. признаков:

V СМР = С*Производительность труда

сложный промышленный знак Визара:

9.(28)Изобразит.диагр-мы

При построении изобразительных диаграмм геометр. фигуры заменяют символами, связанными с изобразительными явлениями.Напр., снопы, цистерны нефти, рулоны бумаги, телевизоры.

-уголь; -нефть

Диаграммы отличаются друг от друга размером или объёмом явлений, изображаемых набором фигур одинаковых размеров.

10.(29)Картограммы и картодиаграммы.

Для оценки географич. размещения явлений примен.стат. карты. Он вкл-ют в себя картограммы, картодиаграммы.

Картограмма-показ. территор-ое распред-е изучаем.пр-ка и исп-ся для выявления закономерностей явления. Путём штриховки или окраски показ. ст-нь распростр-ния явления.

-15 чел/км²; -30 чел/км²; -50 чел/км²

Картодиаграмма-сочетание диаграммы и географ. карты.

обратить внимание на то что есть х² и х² !!

7.(48) Определение необх.числ-ти выб-ки

При провед-и выборочн.набл-я важно определить числ-ть выборочной сов-сти, кот.с опред.вер-тью обеспеч.зада.точность рез-тов. Необх.ф-лы м.получить из ф-л ошибок выборки: 1) д/повторн.отбора: д/альтернат.пр-ков: ; д/бесповт.отбора: , д/альтернат.пр-ков: . Внутригруппировочная вар-я измер.из группировочных дисп-й,поэт.при типичной выборке в ф-лах ошибки выборки вместо общей у² следует учит-ть , если речь идёт о ср-ей и , если речь идёт о доле

4.(37) Показатели центра распр-я.

Д/обобщающей хар-ки значения пр-ка в вариац.ряду исп-ся ср.арифм., мода, медиана.

Д/дискретн.ряда распр-е ср.рассчит-ся: Х=∑х/n; X=∑xf/∑f Д/интервального ряда: Х = ∑х_цf/∑f, где Х_ц – середина интервала. Мода и мед.явл-ся описат.срю; они хар-ют вел-ну варианта, занимающую опред.значение в ранжированном вариац.ряду.

Мода – наиб.часто встречающаяся вел-на пр-ка в дан.сов-сти. Если встр-ся 2 моды → бимодальное распр-е. Д/интерв.ряда с равными интерв-ми мода опред.по ф-ле: , где Х_M0 нач.значение интервала, сод.моду; i – вел-на интервала; F_M…- частоты интервалов модального, предшеств.модальному и след-го за модальным.

Ме- значение пр-ка, стоящ.в середине ранжир.ряда: N_me = (n+1)/2 = (f+1)/2; где n,f число ед-ц.

Д/интерв-го вар.ряда с равн.интервалами Ме.опред.по ф-ле: , где - нач.значение интервала, сод.медиану; i – вел-на равного интервала; - сумма накопл.частот интервала, предшеств.медианному; -частота медианного интервала; ∑f =n – число ед-ц

Моду и медиану можно опред.гр-ки

Мода прим.при планир-и массового выпуска одежды и обуви, при изучении товарооборота рынка, наиболее распростр.р-ров з\п и т.п. Мед-на прим-ся при экспертных оценках, при контроле кач-ва пр-ции В симметр.рядах мода и медиана равноправны т.к. Х= моде (Мо) = медиане(Ме). Д/ассиметрических рядов лучше Ме, т.к. она находится между Х и Мо.

5.(38) Показатели вариации.

Размах вар-и: Х_max – X_min; завис.только от крайн.значен, поэт.примен.только д/достаточно однор.сов-сти; нужны пок-тели, учит.колеблемость всех значений пр-ка.

Ср.лин.отклонение – ср.арифм.из абс.значений отклонений всех значений пр-ка от ср-ей (d): d = ∑|x-x| /n ; d = ∑|x-x|f /∑f

Дисперсия (у²) : у²= ∑(x-x)²/n ; у²= ∑(x-x)²f/∑f; д/альтернативного ряда: у²= р(1-р)=р*q, где р – доля ед-ц, обладающих определённым признаком, q - доля ед-ц, не обладающих определённым признаком. Ср/квадратичное (= стандартное отклонение) (у): у = корень из ∑(x-x)²/n; у = корень из ∑(x-x)²f/∑f; д/умеренно ассиметричного распределения: у=1,25d, d=0,8у

Ср-ее линейное и квадратичное отклонения – ве-ны именованные, но даже если они равны между собой, а ср-ие арифм-ие различны, то д/каждой сов-ти они имеют различное значение. Поэт.отдельно рассчитывается коэф. вар-и: 1) коэф.осцилляции: V=(R/x)*100%; коэф.лин.откл-я: V=(d/x)*100%; коэф.вар-и: V=(у/x)*100%. Коэф.вар-и исп-ся не только д/сравнит.оценки вар-и, но и д/хар-ки однор-сти сов-сти. Если он<33%, то совок-сть однородна и её м.хар-ть ср-ей вел-ной. Если сов-сть неоднор., но нужно рассчит-ть пок-ль вар-и. Пок-ль вариации явл-ся мерой надёжности ср-ей. Чем <d, у², V тем однороднее изучаемая сов-сть и надёжнее получ/ср-ее. Согл.правилу 3ёх у (сигм), в нормально распред-ых или близких к ним рядах распр-я отклонение не превосходит 3у встреч в 997 случаях из 1000, не > 2у в 954 случаях из 1000, не > 1у 683 из 1000.

8 .(41)З-ны вар-и и коэф.асимметрии

Изуч-е вар-и имеет смысл в пределах однор.сов-сти, но в ст-ке образ-е таких групп затруднено. Бельг.ст-к Кетле обнар,чт вар-и массов.явл-й подч-ся норм.з-ну распр-я. По эт.з-ну колеблемость индивид.значений пр-ка наход.в пределах ± 3у. Ассиметр.распр-е встречается чаще,чем симметр, причём асимметрия м.б.право- или левостор. При симметр.распр-и х , мода и Ме=м\у собой. Если этого рав-ва нет (х=Мо=Ме), значит распр-е ассиметричное. Коэф.асимметрии опр-ся: К_а= (х – Мо)/у. Если получ.значение отриц. – левостор.асимметрия и Мо>Ме>х; если получ.значение положит. – правостор.асимметрия и Мо<Ме<х . В ассиметр.рядах предпочтение отдаётся Ме, т.к. она нах-ся м\у ср-еарифм-им и модой.

2. (55)Определение формы связи.

Д/опред-я хар-ра и напр-я связи прим-ся ряд приёмов: 1)метод сопост-я двух || рядов: строится ранжированный ряд по факторн.пр-ку,а результативн.записывается соотв-но своим знач-ям,получ.ряды сравн-ся; недостаток приёма–при большом числе ед-ц получ-ся труднообозримый ряд,трудно обнар.связь; 2) формы связи м.обнар-ть гр-ки; 3) на практике изуч-е связей м/у пр-ми часто базир.на большом числе набл-й , мат-лы кот.груп-ся по 2ум взаимосвяз.пр-кам;в рез-те групп-ки оформл-ся в виде корреляц. таблицы или решётки(табл.в подлежащем кот.располаг.значение факторн.пр-ка, а в сказуемом – результативн).Чаще всего строятся интервальные ряды. Вел-на интервала опр-ся по ф-ле : (х_max – х_min) /n, (n=1+3,322 lgN). На основании Корреляц.решётки м.сделать выводы : а) сравнивая значения между пр-ми м. сделать вывод о связи между пр-ми; б) если не рассчитывать ср.вел-ны, то по расположению ед-ц в корреляц.решётке м.сделать вывод о хар-ре,напр-и и тесноте связи: 1) если частоты располаг.от верхнего левого угла к нижн.правому → связь пр, если наоборот → связь обр; 2) чем уже расположена полоса частот, чем связь теснее» в) если частоты располагаются по прямой → связь прямолинейна, по кривой → криволинейна; г)в случае,если все клетки корреляц.решётки окаж.заполненными ,нужно устан-ть как расположена осн.масса частот

1. (42)Понятие о выборочн.набл-и

Сплошн.набл-е даёт точн.инфу изучаемой сов-сти, но это дост-но дорого и не всегда возможно. С др.стороны, и при не сплошном набл-и мы получ.хар-ки, близк.к хар-кам всей сов-сти ед-ц. Осн.видом не сплошного набл-я явл-ся выборочное – такое набл-е,при кот.изучению подвергается часть ед-ц сов-сти, отобр-ых в случ.порядке, а сведения о ней распр-ся на всю сов-сть ед-ц. Вся сов-сть ед-ц назыв. генер (N) (ГС)и все её обобщающие пок-ли наз. генер-ми. Сов-сть отобр.ед-ц наз. выборочной (n) и все её пок-ли наз. выборочными. Доля ед-ц, облад.тем или иным пр-ком ГС наз. генер. долей (р); выборочная доля (w). Нужно отметить, что при выборочном -и присутствует ошибка репрезентативности, т.е. выб-ка неточно предст-ет всю сов-ть. Однако, при собл-и пр-па случ-сти и эти ошибки случайны; их можно опред.пользуясь матем.теорией выборки и в этом находит проявление з-н больших чисел.

2. (43)Виды выборочн.набл-я.

Важн.усл-ем формир-я выбороч.сов-ти явл-ся соблюд-е пр-па случ-сти. Сп-бы отбора ед-ц: 1) случ.: отбор происходит из всей массы ед-ц ГС, т.е. кажд.ед-це представлена одинак.возм-ть попасть в выборку; достиг-ся это путём жеребьёвки или исп-ем таблицы случ.чисел; случ.подбор м.б. повторн.и бесповтор; 2) повт: кажд выборочн.ед-ца вновь возвр-ся в ГС и м.снова попасть в выборку; при бесповт.отборе ед-ца м.б.выбрана только1 раз (лучше, чем повторный, т.к. даёт более точные рез-ты);3)механич.(системати-ческий): выборка произв-ся в механич.порядке из ГС, располож,к примеру, в алфавитном порядке; промежуток, через который выб.ед-цы зависит от % отбора (напр, при 20% - каждая 5-ая ед-ца, при 25% - каждая 4-ая ед-ца); начало отсчёта опред.случайно или приурочивается к середине интервала; этот СП-б удобен при неогранич.ГС (напр, исследование покупателей в магазине); 4) типический (расслоный): это такая выб-ка, при кот.ГС делится на группы по типичному пр-ку,а затем отбир-ся ед-цы из кажд.группы; отбор м.б. пропорц-ым и непропорц-ым; ед-цы из кажд.группы выбир-ся случ-но или механически. При серединной (гнездовой) выборке выб.цел.группы,серии или гнёзда; д/выбранных серий произв-ся сплошное набл-е; отбор м.б.повт.и бесповт. Комбинир.выборка предполагает исп-ие неск.видов. М.комбинир-ть серийную выборку и случ., т.е. из отобранных серий выб.случ.ед-цы. К малым выборкам отн-ся выборки, с объёмом до 30 ед-ц. При монофазной выборке выб, напр., 50% ед-ц и изучают по упрощённой программе, из них выбирают 30% и изучают по более сложной программе. При моментном набл-и фикс-ся наличие отдельных эл-тов изуч-го процесса; прим-ся д/изучения использ-го рабоч.времени работников и времени работы машин/оборуд-я.

3.(44) Понятие об оценке параметров.

При выб-ом набл-и данные выборки относ.к ГС. Сдел.выводы отн-но надёжны, но расхожд-я м/у выб.и генер.сов-ями есть. Состав выб-ки случ,потому и выводы м.б. ложн.С увел-ем объёма выборки увел-ся вер-ть правильности выводов. Поэт.всяк.решению, приним.по стат-кой оценке параметра стараются поставить в соотв-е вер-ть, хар-ую ст-нь достов-сти приним.реш-я.Всяк.однозначно опред. ф-ию, с пом.кот.судят о значении пар-ра наз. оценкой параметра. Т.к. сост.выборки случаен, то и оценка пар-ра явл.случ.вел-ной. Всяк.случ.ве-на опред.з-ном распр-я и числов хар-ми. Оценки пар-ра делятся на: 1)точечн: опред.одним числом (лучше); 2) интервальные: опред.2умя числами , явля-ся началом и концом интервала, накрывающ.оцениваемый парам.

1. (54)Понятие и з-чи корреляции

Разл-ют связи: 1) функциональная; связь, при кот.каждому значению факторного пр-ка соотв-ет 1 или неск-ко строго опред.значений результативного пр-ка (напр, S_круга=ПR²);такие связи хар-ны д/естеств.наук,они явл.точн.и полн, обнаруж-ся на небольшом числе ед-ц; 2) корреляц.связь; связь,при кот.каждому значению факторного пр-ка соотв-ет ср.значение результативного пр-ка при большом числе набл-й; эти связи м.б.приближ, неполн. Кор-ция–соотн-е, соотв-е;отношение связи м/у переменными вел-ми. Выделяют корреляции: 1) парная: y=f (a), y=f(b) (влияние отдельных факторов на изучаемый); 2) множеств: y = f (a,b,c) (влияние неск-ких факторов на изучаемый).В зав-ти от напр-я д-я связи б.: прямая (напр-я изм-я пр-ка совпадают – оба ↑ или ↓, в противн.случ.связь обр. При решении корел-ных з-ч мы заменяем корреляционные связи функциями, выражая их соответствующими уравнениями. По аналитическому выражению связи м.б.: прямолинейными (описыв-ся уравнением прямой), криволин. (описыв-ся ур-ем параболы,гиперболы …). Требования при изуч-и корреляц-ой связи: 1) однор-сть сов-ти и её колич-ой оценки; м.д/этого применить коэфф-т вар-и; 2) д.б. достаточно большое число набл-й, → происходит взаимопогошение случ.факторов; 3) ограничение числа факторов, кот.д.б.независимо др.от др; 4) д.б. нормальн.хар-р распределения исследуемых признаков; 5) факторы должны иметь количественное выражение, иначе нельзя будет построить модель корреляционной зав-ти; 6) число ед-ц, при изучении корреляц.связи должно быть в 5-6 раз больше,чем пр-ков.При изуч-и коррел-ной связи нужно решить след.з-чи: 1) убедиться,что связь м/у пр-ми сущ-ет; 2) измерить ст-нь тесноты связи м/у пр-ми; 3) опред-ть ф-лу связи, т.е. аналит.выраж-е; 4) выявить влияние отдельн.факторов на изучаемый.

6.(47) Ошибки случ.выб-ки.

При случ.отборе каждая ед-ца имеет равную возм-сть попасть в выборку. В случ.выборке ошибка, кот.имеет ту же вер-ть,что и выборочное ср-ее → нужна оценка выборочных данных. Ошибки выборки: ср-яя, предельная. Дисперсия выборочной ср-ей в n раз меньше дисперсии ГС: , если дисперсия ГС известна, можно применить ф-лу д/выборочной дисп-и: ; однако : . Соотношение м/у и : , но при большом n → 1 , след-но, ошибка выборки приближ. Предельная ошибка выборки: , µ - ср.ошибка выборки, Т – коэф.доверения ( зависит от вероятности опред.ошибки,теории выбранного метода и др.). Теория Чебышева:при большом числе набл-й ошибка будет незначит. Теорема Бернулли: при дост-но большом объёме выборки вероятность расхождения между щ (доля признака выборочной совокупности) и р (доля признака в ГС) → 1: ; ср.ошибка д/альтернат.пр-ка: ; ср.ошибка доли пр-ка: .Все привед.ф-лы прим-ют к повторн,а чаще бесповт.отбору: ,если пренебречь ед-цей при больших N/ этот множитель всегда<1,но предельн.ошибка выборки бесповт.отбора всегда меньше, чем при повторном отборе.

8. (49)Ошибка выб-ки при типич.

При типич.выборке выбир.ед-цы из групп ГС,выдел.по опред.пр-ку, поэт.ошибка выборки будет зависеть от вар-и пр-ка внутри каждой группы. Эта внутригр.вар-я измер-ся ср.из групповых дисп-й.Поэт.при типической выборке в ф-ах ошибки выборки вместо общей дисп-и у² следует учитывать , если речь идёт от ср.и , если речь идёт о доле.Т.обр, имеем: при повт.отборе: д/ср-ей , д/доли ; при бесповт.отборе: д/ср-ей , д/доли , . По ф-ам сначала опред.общ.числ-ть выборки,а затем объём выборки из кажд. гр-пы,пропорц-но их уд.весу.

12. (53)Распростр-е рез-тов выб-ки на ген.сов-ть

Кон.целью выборки явл-ся распростр-е рез-тов выборки на ГС. Сущ-ет 2 сп-ба:

1.способ прямого пересечения; ср.значение вел-ны пр-ка выб.сов-ти умножается на число ед-ц ГС (напр, ср.з/п по выборке на число всех рабочих);

2.способ коэфов; прим-ся в том случае.Когда выборочное набл-е провод-ся д/уточнения резз-тов сплошного;отношение вел-ны пр-ка по выборке к ве-не сплошного набл-я даёт поправочный коэф,на кот.корректируют дан.сплошное набл-е.

6. (59)Применение корреляц.метода анализа связей

Возм-ть широк.прим-я метода корреляц.анализа ещё в недалёком прошлом сдерживалось большим объёмом расчётов. Сегодня широк.прим-е получ.пакеты прикл.прог.по стат-ке, ликвидир.эти ограничения: Excel, Supercalc, Stafgraf и др. В наст.время корреляц.анализ широко прим-ся в эк.целях: при анализе произв.-хозяйств.деят-ти предпр-я, исп-е осн.фондов и др.

3. (56)Измер-е тесноты связи м/у пр-ми

Пок-ли тесноты связи хар-ют зав-сть результативного пр-ка от факторн. Зная пок-ли тесноты связи м.решить след.вопросы:о целесообр-сти изуч-я дан.связи м\у пр-ми; сопоставляя пок-ли тесноты связи результативн.пр-ка различн.факторами м.выявить наиб.важн.из них. Д/изуч-я тесноты связи прим-ся ряд пок-лей и приёмов: 1) коэфф-т коррел-и Фехнера или знаков: оцен-ет связи на осн.сравнений знаков и откл-й значения пр-ка от ср-еарифм.(«+» → согласов.коррел-я; «-» → несогласов.коррел-я) К_{Фехлера}= (∑С - ∑Н)/(∑С +∑Н); 2) любой коэфф-т корр-и м.принимать= от 0 до ±1, чем ближе ±1, тем связь теснее; 3)качеств.оценка тесноты связи на основе шкалы Чеддока: теснота связи: 0,1-0,3 (слабая); 0,3-0,5 (умер); 0,5-0,7 (заметная); 0,7-0,9 (высокая); 0,9 – 0,99 (весьма высокая); близко к 0 – нет связи; 4) коэфф-т корр-и рангов Кендела: S=P+Q, ф=2S/n*(n-1), где д/опред-я ф нужно упоряд-ть ряд рангов переменной х, приведя его к ряду натур.чисел, затем рассматр-ют послед-сть переменной у; д/нахожд-я суммы S находят слагаемые P и Q; при опред-и Р устан-ть ск-ко чисел,нах-ся справа от кажд.их элементов последовательности рангов у имеют вел-ну ранга, превыш-щую ранг рассматр.элемента.Суммируя получ.числа получим Р,кот.м.рассматр-ть как меру соотв-вия послед-сти рангов переменной у,послед-сти рангов переменной х.;Q хар-ет ст-нь несоотв-я послед-сти рангов переменной у,послед-сти рангов х; д/опред-я Q нужно посчитать ск-ко чисел справа от кажд.из членов послед-сти рангов у имеют ранг меньше,чем эта ед-ца(эти вел-ны берутся со знаком «-«); коэф-т Кендела измер-ся в пределах -1 до +1 и равен 0 при отсутствии связи м\у рядами рангов. При дост-но большом числе набл-й м\у коэф-ми кор-ции рангов Спирмена и Кенделя сущ-ет соотношение: с=3/2*ф; 5) Коэфф-т корр-и Спирмена или рангов: , где d – разность м\у рангами изуч-х пр-ков (ранг – №места вел-ны пр-ка в ранжир.ряду), прим-ся при небольшом кол-ве ед-ц,здесь не учит-ся вел-на откл-я от ср; 6) Лин.коэф. корр-и: д/его расчёта нужно учесть размер откл-й -в от ср-еарифм-ой. Вел-на отклонений зависит от колеблемости признаков; нужно превратить абсолютные откл-я в относ.и вычислить нормир.откл-я,кот.впоследствии м.сравнивать м\усобой: ; д/получ-я обобщ.хар-ки тесноты связи рассчит.ср.произв-е нормир.откл-й, это и есть лин.коэфф-т корр-и: ; 7)при наличии криволин.связи исп-ся эмпирич.коррел-ое отношение,его расчёт основан на теории слож-я дисп-й: , т.обр, ; 8) Коэфф-т эластичности: исп-ся д/эк.оценки лин.и нелин.связей м\у пр-ми; д/лин.связи: - показ.на ск-ко % в ср-ем изм-ся вел-на у с изм-ем х на 1%,если зав-сть в виде параболы, то: ; 9) Коэфф-т конкордации: исп-ся д/оценки тесноты связи м\у неск. пр-ми при исп-ии ранговой корр-и: , m – число факторов, n – число ранжируемых ед-ц, S – сумма квадратов откл-й рангов; 10) Коэфф-т ассциации и коэфф-т контингенции: исп-ся при изучении тесноты связи между качественными признаками; д/их расчёта исп-ся таблица:

Зн-е 2ого пр-ка	1-ое зн-е 1ого пр-ка	2ое значение 1ого признака	итого
1 2 Итого	A С A+C	B D B+D	A+B C+D n

, связь существ.если эти коэфф-ты не ниже соотв-но 0,5 и 0,3.

4.(57)Выявление влияния отдельных факторов на изучаем

Прим-е методов корр-го анализа даёт возм-ть выр-ть связь м\у пр-ми аналитически и придавать колич.значение. К примеру,связь м\у признаками м.б. выр.ур-ем прямой: . В ур-и прямой х всегда известен,поэт.нужно найти и , представл.собой ср.знач-е некот.пок-лей, приним.в ур-и пост-ми.Изв-но,что пар-тр а_о явл.отр-ком ординаты при х=0, а а₁=tg угла наклона.Нахожд-е пар-ов произв-ся по СП-бу выравн-я наим.квадратов.Линия связи д.облад.осн.св-ми ср.арифм: ∑d=0, ∑d²=min; если обозначить ординаты фактич-х т-к поля корр-и ч\з y_i,а ординаты теоретич.линий - , то второе усл-е м.записать так: . Это усл-е и лежит в основе СП-ба наим. квадратов. Поск-ку , то: . Вычислив первые производные по и от этой ф-ии и приравняв кажд.из производных к 0,мы сможем опред,те значения и при которых будет миним.После преобр-й получ.сис-му из 2ух ур-й: 1) , 2) . Для нах-ния и нужно найти ∑х, ∑у, ∑х², ∑ху (данные берутся из представл.таблицы).Подставляя значения из предоставл.таблицы находим и , затем эти значения подставляем в ур-ние .

Пар-ры и также м.опред-ть по ф-лам: , . Связь м\у пр-ми прямая, поэт.нужно разраб-ть мероприятие по усилению влияния фактора.М.б. криволин.зав-ть м\у пр\ми: парабола, гипербола. Сп-б решения будет аналогичен. Кроме парн.корр-и м.выч.зав-ть одно пр-ка от неск, т.е. мы будем иметь ур-е множеств.регрессии.

(67)Т10.В1Понятие об индексах.

Для хар-ки обществ.явл-й прим абсол, относ.и ср- вел-ны.К обобщ-м пок-лям отн и индексы(пок-ль,УК-ль).Индексы-особ.относ.вел-на,выр-ая соотн-е ур-ней, не поддающихся непосредств.суммир-ю(строй орг вып разл виды работ:земляные,монт,кирп кладка и тд)Просто суммир-ть их физ работы нельзя. Их соизмер-ем явл ст-сть-отсюда имеем инд.физ объема СМР.

Но обычно изм-ся и цены и объемы, поэт интересующий нас пр-к приним-ся за переем-ую,а др-пост. В эт.случае индексы выступ.как пок-ли дин-ки соответствующих пр-ков.

В зав-ти от объектов исп-я: 1.индексы объемных пок-лей(все индексы физ объема),2.кач.пок-ли(цена,себестоим,произ-ть труда,урожайн-ть)

С точки зрения охвата элементов сов-ти:1.индивид(отдельн.рабочие), 2.групповые (бригада), 3.общ.(вся строй орг-я).Индив индексы хар-ют изм-я признака у отдельных ед-ц сов-ти.,групповые-у части,общие-всей сов-ти ед-ц.

i_q=p₁/p_o, i_p=p₁/p_o

Различ базисную и цепную систему расчета индексов, исчисл в коэф-тах или %.

i-индивид индекс, I-группов, общ.инкд.q-физ объем, p-цена, c(z)-себестоимость,

t-произв-ть труда, q_o-базисн пер, q₁-отчетный пер.

(60)Т9.В1. Понятие о рядах дин-ки(РД).их виды.

Общ.явл-я нах в пост.разв-и в простр-ве и вр.Меняется их объем и стр-ра.стат. пок-ли, хар-щие изм-е явл-ий во вр-ни-динамич или времен-е ряды.Пок-ли за кажд п-од,хар-ие изуч-й объект-ур-ни ряда.

Различ интерв-е и моментные РД, интерв.ряд-хар-ет разм.явл-я за опред пер. времени(объемы СМР,ср-емес з\пл) моментн.ряд-хар-ет сост-е явл-я на опред момент времени(число студ-в к концу 1ого часа, к концу 2ого часа).Разница:в интерв ряду кажд ур-нь отн-ся к определенному промежутку вр-ни,а сумм-е рядов дает некот итоги.В моментн.ряду слагаемые повтор-ся в разл ур-нях ряда и суммир-ть ур-ни нельзя.они хар-ют изм-е явл-ий за какой-то п-од времени.

Замеч:сопоставл.дан.дин. рядов д б однор.по эк сод-ю.для эт.д соблюд-ся ряд условий:д б обеспеч.одинак полнота охвата разл частей явл-ия, одинаковость границ терр-рии или стр-ра, д б рав-во анализируемых п-дов.

(64)Т9.В4.Приемы анализа и обработки рядов дин-ки (РД) Для сравнит анализа РД исп ср. пок-ли РД, но часто по фактич дан.трудно выявить тенденцию развития явл-я, поэт сущ приемы обр-тки анализа РД:

1сп-пр.укрупнение интервала,т.е послед-но суммир-ся 2,3 и тж ур-ни до получ-я четкой тенденции.(Пр:можно сумм-ть мес.ур-ни и квартальные, тогда можно анализ-ть либо по абсол ур-ням либо по ср-им)

2сп.-приведение РД к1осн-ю.для этого пок-ли кажд ряда выр-ся в %,либо коэф-тах 1ого ур-ня ряда.Приведение РД к1основанию м исп-ся и для выявления связи м/д пр-ми

3сп.иногда сделать вывод по тенденции развития в РД мешает его несопоставим-ть. В этом случае прибегают к смыканию рядов.

2 сп-ба смыкания.1сп-интервал,за кот произошли изм-я приним за базу ср-ния как до так и после изм-я. 2сп-отношение 2х ур-ней одного известного п-да дает коэф-т, на кот умнож-т ур-ни 1ого ряда, либо делят ур-ни 2ого ряда. 4сп-.чаще приходится прибегать к более сложным приемам:

-сглаживание рядов с пом скользящей ср-ей.

-аналитич выравн-е рядов.

Скользящая ср-я-подвижная динамич-я ср-я, кот получ-ся из подвижн.сумм РД при последов передвижении на 1 срок.

Сглаживание на основе мат ур-ня-аналит сглаживание. Для опр-я коэф-тов в ур-нии исп м-од наимен квадратов, т.е. сумма квадратов отклонений м/д фактич и теоретич ур-нями д б наименьшей. На пр-ке чаще всего исп выравнивание по прямой.

, a,b-пар-ры прямой, t-пок-ль вр-ни. na+bΣt=Σy,aΣt+bΣt²=Σty

для упрощ-я расчетов в РД, вел-не t придают знач-я,кот при сумм-ии =0, поэт получ: na=Σy

bΣt²=Σty Σt=0 => a=Σy/n; b=Σty/Σt²

Выравниванием РД польз-ся при нах-ии недостающ чл.ряда. Интерполяция-расчет недостающ ур-ня внутри однор.пер,когда известны ур-ни по обе стороны от неизвестн.

Экстраполяция-нах-е недостающ.ур-ня, когда известны ур-ни по одну стор.от неизвестн.м б перспект.и ретроспект.Прим ср абсолютные прирост и темпы роста.

(69)Т10В3 Измер-е рез-тов изм-я пр-ков с несоизмеренными эл-ми.

Пусть необх опр-ть дин-ку объема СМР.Вып-ся разл видыработ.Просуммир-ть их объемы нельзя,т.к. они имеют разн ед изм-я, а одинак ед требуют разл затраты труда, т.е. разную стоимость.

1.при индексировании физ объема цены будут базисными.

Индекс-е показ.дин-ку физ Vработ в неизмен ценах. Разность м/д числителем и знаменателем (Ч и З)-прирост физ объема работ в неизменных ценах. 2. индекс цен: Ip=Σp1q1/Σpoq1

Индекс-е показ.изм-е цен по одинак вида работ. Разность м/д Ч и З-услов сумма экономии или перерасхода в отмечен пере на Vпр-ции в отчет п-де. 3.индекс-е себест-ти Ic= Σc1q1/Σcoq1

Хар-ет ср изм-е себестоимости прод по одинак видам работ. Разность м/д Ч и З-экономия или перерасход изм-я себестоимости на объем отчетного п-да.

4.инд-е произв-ти.It=Σtoq1/Σt1q1, t-произв-ть труда, tq-тркдозатраты Индекс показ.дин-ку произв-ти труда.Числ-ль хар-ет кол-во труда,кот нужно было затр-ть на пр-во продукции отчетного п-да на ур-нь произ-ти базового п-да.Знаменатель хар-ет затраты труда отчетн п-да. Разность м/д Ч иЗ-экономия или перерасход затрат труда в связи с изм-ем его пр-ти. При постр-и агрегат индексов ыфбор п-дов условно-пост.весов основ-ся на след принципе:если индексируем по колич пок-лю,то веса берут на ур-не базис п-да, если по качест-му-на ур-не отчетного п-да.

(61)Т9В2.Показатели Ряда дин-ки (РД)-абсолютные.

РД м анализ-ть при пом ряда пок-лей,опред-их хар-р и интенс-ть колич-ых изм-й явл-й т.к. сопост-е самих рядов имеет огран.прим-е.В рез-те сравн-я ур-ней получ сис-ма абс.и ср-их пок-лей РД.

Абс.пок-ли РД:

1.абс.прирост-разность м/д данным ур-не и ур-нем,принят.за базу сравн-я. (м б +/-) Бывает цепной и базисный. Δб=y_i-y₁, Δц=y_i-y_i-1

2.Темп роста-отношение дан.ур-ня к ур-ню принят.за базу срав-я.(%).Коэф-т роста-в коэф-тах.

Цепной и базисный.

Тр^ц=y_i/y_i-1*100%, Tp^б=y_i/y₁*100%

Произв-е цепных темпов роста=базисному.

3.Темп прироста-отношение абс.прироста к базе (+/-). Изм-ся в % или коэф-ах.

Тпр=Тр-100%; Тпр=Кр-1.

Цепной и базисный.

Тпр^ц=Δ^цi/y_i-1 *100%

Тпр^б=Δ^бi/y₁*100%

4.Абс.знач-е 1% прироста-отношение абс прироста к темпу прироста(в %) или =1% базиса.

а_ц=Δц/Тпр_ц*100%, а_б=Δб/Тпр_б *100%

при сопоставлении дин-ки дин-ки развития 2х явл-й м исп коэф опережения(отн.темпов роста(прироста) за одинак отрезки вр-ни).

Коп=Тр1/Тр2, Коп=Тпр1/Тпр2.

(66)Т9.В6.Применение рядов дин-ки (РД) в прогнозировании

Экстраполяция(нах-е недост.ур-ня, когда известны ур-ни по одну стор.неизвестн) РД дают возм-ть строить прогнозы явл-й.

Прогноз-своеобразная разведка буд.с учетом опыта прошлого.(краткосрочн-до1года, долгосро-5лет и более)

Для реш-я з-чи прогн-я на предварит.этапе берут динамич ряды пок-лей, закономерности изм-я кот в прошлом п-де известны и учитыв-ся при составлении прогнозов. При этом польз-ся экстраполяцией, способом аналит выравнивания и др.

(68)Т10.В2.Агрегатный Индекс, как осн форма эк индекса.

Для расчета групп или общ.индекса необх преод-ть несуммар-ть отдельн.эл-ов изуч-го явл-я, поэт интересующ.нас пр-к берется изменяющимся,а второй индекс берется одинак и в числителе и знам-ле. И он наз весом агрегатного индекса.

В индексах физ объема стоимости бывают в неизм базисных ценах, а в индексах цен-в одинак отчетных объемах работ. Но суммы произв-й индексируемых вел-н на их вес и есть агрегат индекс.Он прим в 9 случаях из 10 прим-я индексов.

(70)Т10 В4. измерение роли отдельн.факторов в общ.дин-ке пок-лей.

Оно явл-ся центр.з-чей.Индексный метод исп-ся для опр-я р-ера влияния к-либо факторов на напр.изм-е Vработ.

Irv=Σr1*V1/ΣroVo

Ir=Σr1Vo/ΣroVo

Iv=(ΣV1/ΣVo)*(r1/ro)

Т.к. индексы-особые относит величины, то они не складыв-ся,а умнож-ся.

Такая система индексов обеспечивает всесторонний анализ явлений и имеет контрольное знач-е,т.к требуется увязка индексов.

(71) Т10В5.опред-е влияния струк-ры явл-й на изм-е индексир. пр-ка. Ср-яя по сов-ти явлений м. изменяться как за счет изуч-го пр-ка,так и за счет изм-я структуры. Iy=Σy1n1/Σyon1 Iy*Iстр Структ сдвиги в нар хоз-ве-важн процессы совершество-я пр-ва. Появление и развитие новых отраслей, имеющих,как прав,более выс произ-ть труда, повышают пр-ть общего труда в целом, т.е. пост-но происх структ сдвиги, т.е м.рассчитать эффект для увел-я стр-ры пр-ва. Эта з-ча реш-ся хоз-ми и плановыми орг-ми при помощи индекс с-да с построением индекса переменного и постоянного состава. Индексы ср-их и относит вел-н наз индекс-ми перемен состава, т.к. в них сопост-ся пок-ли, рассчит.на базе изм-я стр-ры. Ipq=Σp1q1/Σpoqo, Iq=Σq1po/Σqopo (индекс переменного состава) Обычн.индексы, рассчит.на базе неизменной стр-ры-индексы пост.состава. (76)Т11.В3. понятие ститистико-мат моделей (СММ) Многие расчеты повт-тся. Это дает возм-сть их типизации и формализации, т.е. они м б представлены в виде мат моделей. В моделях исп статист пок-ли., поэт их м назвать СММ.Класс СММ включ ряды дин-ки,корреляц модели и др. СММ тесно связ.с эк-мат моделями (ЭММ).С 1 стороны они явл их частью, с др-СММ шире ЭММ, поскольку относятся не только к эк-ке, а и к соц процессам( демограф модели).СММ строится на осн. сис-мы соц-эк категорий «переведенных» на язык пок-лей, т.е. соц категорию выр-ем в виде мат символов и знаков. Сл-но каждая модель СММ представл собой единство сис-м пок-лей и мат символов. СММ имеют и познавательное и прикладное знач-е. СММ компактно и объемно исп вместо длинных цепоче слов мат символы, делает более эффект-ым процесс познания в целом. Успешное построение СММ тр-ет тщат.изуч-я существа проблемы , СП-явует уточнению многих категорий, их увязки и систематизации.Дает возможность «проигрывать» на ЭВМ разл.ситуации. Еще более важно СММ для практики стат-ки( позволяют делать сложнейшие расчеты).Служат мощнейшим инстрмнтом для принятия управленческих реш-й. но нельзя переоценивать знач-е СММ. Люб.модель лишь доп-ет анализ. Кроме того многие соц процессы нельзя формализ-ть. К СММ предъявл-ся ряд требований( главное -должны отражать действит-ть.).В больш случаев СММ Уже действ-ти.послед.модели их расширяют.каждая модель не д б ни слишком общей ни детализ-ой. Д учитывать возм-ти мат аппарата и вычисл техники. Важное требование-измеримость соц-эк категорий. Вывод: чтобы СММ удовл-ли предъявленным требованиям они д б научно-построены(оно д б основано на предварит анализе), затем отгранич объект иссл-я, отбир-ся признаки, собирается исходная инфа.отображ зависимость результат-ый от факторного признака. После построения СММ еезаполн инфой, решают, анализ, исп в практ и теорет целях.роду расчит-гоодология расчетов весома и разнообразна.территории или ст (70)Т10 В4. измерение роли отдельн.факторов в общ.дин-ке пок-лей. Оно явл-ся центр.з-чей.Индексный метод исп-ся для опр-я р-ера влияния к-либо факторов на напр.изм-е Vработ. Irv=Σr1*V1/ΣroVo Ir=Σr1Vo/ΣroVo Iv=(ΣV1/ΣVo)*(r1/ro) Т.к. индексы-особые относит величины, то они не складыв-ся,а умнож-ся. Такая система индексов обеспечивает всесторонний анализ явлений и имеет контрольное знач-е,т.к требуется увязка индексов.

(72)Т10В6. Ср-ие Индексы(И) Общ.И-ср-евз вел-на из индив-ых И-ов. При этом надо прально взят ф-лу ср-ей и систему весов для индив И-ов. Агрегатный И явл осн формой всякого И и поэт ср-ий д б тождественен исходному, агрегат-му, но агр-й И м б преобразован только в ср- арифм или гармонический. Поэт есть 2 формы ср-их И, т.е ср- арифм и гармонич. И объема: Iq=Σq1po/Σqopo, i=q1/qo(индив И), qi=iqo => Iq=Σiqopo/Σqopo В таком виде И физ объема выступает как ср- арифм вел-на из индив индексов, взвешенных по стоимости базисного п-дп в базис ценах. Индекс цены: Ip=Σp1q1/Σpoq1, i=p1/po, po=(1/i )p1 => Ip=Σp1q1/Σ(1/i)p1q1. В таком виде И выступает как ср- гармонич вел-на из индив индексов цен, взвешенных по стоимости фактич объема работ отчетного п-да. Если по этим ф-лам опр ср-ий индекс, то получ сред рез-т. Iy=Σy1p1/Σ(1/i)y1p1. Из 2х индексов наиб важным явл гаромонич=необх при выч-ии ИПЦ. (74)Т11В1.Совместное исп-е статист приемов и показателей для реш-я разл задач. Все методы и пок-ли ст-ки в практике исп-ся совместно.это вызвано взаимосвяз-ю разл сторон и жизни, и стат приемов.Сл-но статист приемы исп-ся комплексно. Пок-ли обычно выступ.в сис-мах.,исп показатели интенсивные(мощность)/экстенсивные(время,числен),ср-ие/относит-е, абсол,плановые/фактич-ие, стоимостн/натур. Набор приемов и пок-лей в кажд случ опр-ся з-ми иссл-я. Аналит.з-чи стат-ки: 1.изм-е объемов ур-ней явл-ий(абс вел-ны)2.измер-е структуры (состава) 3.изм-е взаимосвязей(корреляц анализ) 4.измер-е дин-ки(РД,индексы) Структура: Общ явл-я динамичны,взаимосвяз.и имеют опред стр-ру. Стр-ра-внутренн форма орг-ции системы, взаимосвязь ее эл-ов и групп. В общ сис-мах м изуч-ся разл стр-ры(Пр:при изуч-ии капитальных вложений мы делим нар хоз-во на произ/непроизв сфреы, затем по отраслям, эк районам, отдельным предпр-ям и тд).Люб.стр-ра опр-ся внутр законом-стями сис-мы.исслед-е стр-р и их дин-ки имеет оч важн.знач-е. напр, прирост объема работ м получ за счет увелич численности рабочих или за счет роста ур-ня механизации работ. Кол-ю стр-ру можно измерить удельным весом. Для оценки стр-ных сдвигов исп абсолютн, относит пок-ли, осн.на сравн­и уд весов. Их м рассчитать как для отдельн групп, так и для сов-ти в целом. При изуч-ии стр-ры исп-ся группировки,графики,табл,индексы и тд. Т.к. общ явл-я нах во взаимосвязи и взаимозавис-сти,поэт одной из осн задач статис-ки явл обнаруж-е причинно-следств связей.познавая эти связи, мы их объясняем и возд-ем на них.инфу о наличии связей дает корреляц анализ,хар-я степень влияния отдельных факторов на результативный признак. Общ явл-я нах в пост.движении разв-и в простр-ве и времени. Это развитие можно изучать путем анализа струк-ры,дин рядов и др приемов.при изуч дин-ки след исп групп-вки, корреляц метод,табл,гр-ки,индексы. Наиб комплексность применения приемов пок-лей стат-ки достигается при анализе нар-хоз планов, при составл балансов пр-ва, распред общ продукта,нац дохода и тд.Сис-мы показ-лей доп-ся аналит записками.в них кратко излаг осн выводы и оценки итогового иссл-я, конкретные предложения по улучш деят-ти соотв подразд-й на осн.достоверн.фактов. 5. (58)Множеств.корел-я Методология решения з-ч множеств. кор-и:устан-е наличия связи,уст-е тесноты связи, формы связи,влияние отдельн.факторов на общ.рез-т. Отличит.особ-ти эт.методологии:иногда приходится укрупнять ед-цы набл-я (брать не рабочих, а бригады; не строительные управления, а тресты); численность исследуемой совокупности должна превосходить число факторов в 6-7 раз; должен быть тщательный отбор факторов и их содержательный анализ д/выбора уравнения связи. Д/этого вычисляют х, у, у^2, v и коэфф-т тесноты связи. Существенным в составлении уравнения регрессии является выбор типа функции. Модель должна иметь математическое решение → её нужно выразить в форме одной из известных функций. Как и при парной корреляции, указание на функций можно получить из логического анализа предыдущего опыта, экспертных оценок, изучение исходных эмпирических данных. Чаще всего д/определения вида уравнения связи исп-ся способ перебора различных уравнений: большое число уравнений связи реализуется на ЭВМ с помощью специально разработанного алгоритма перебора с последующей проверкой, главным образом на основе критерия Стьюдента (очень трудоёмко). Д/определения тесноты связи при множественной корреляции пользуются коэффициентом множественной корреляции предварительно вычислив парной корреляции. Если х зависит от у и z, то парные коэфф-ты вычисляют по ф-лам: , , На их основе вычисляют коэфф-т множественной корреляции:

(73)Т10В7.Использ-е индексов в макроэк исслед-ях(только индексы потреб-их цен ИПЦ) В усл-х перехода к рын эк-ке большое практич знач-е приоб-ет анализ дин-ки цен на тов и услуги. Пок-ли, хар-щие инфляц процессы на рынке тов, прим при реш-ии многих эк задач. Для оценки дин-ки цен на тов исп ИПЦ,кот иногда наз индекс ст-сти жизни. ИПЦ ориентир.на реш-е след осн з-ч: 1.оценка инфляции. 2.индексация доходов. 3.опр-е текущих издержек пр-ва. 4.регилир-е реального курса нац валюты. Изв-ны 2 источника инфляции по ценам:1.набл-ие за изм-ем цен и тарифов на рынке Министерством ст-ки и анализа РБ. 2. бюджет обследование как одна из форм выборочн набл-ия за доходами, расходами и потреблением нас-я. ИПЦ сост из 3х групп:1.продовольств.товры.2.непрод.3.платные услуги. Этот набор д обеспечить потр-ти чела в соотв-и с установл-м прожит min-ом. В кач-ве базовых цен на тов и услуги приняты цены дек 1990. -исп в большинстве стран мира. Для наблюд опред.сети магазинов и предп сферы услуг. Для сбора инфляции по ценам выдел.органами гос ст-ки регистраторы цен. Перечень включ 250 видов продов тов-в,~280-непрод, 39видов услуг. (75)Т11.В2.Статистические расчеты (СР) Получ-е люб.показ-ля связ.с расчетом. СР-сложные исчесления показ-лей и исп-е всех рассматр-ых методов. Базой для таких расчетов явл фактич данные. При их отсутствии прих-ся заним-ся интерполяцией, прим темпы роста и тд.Методология расчетов весома и разнообразна. Для этого необх глубоко знать теорию изучаемого вопроса и природу расчит-го показателя. Производя расчеты при недостатке данных надо б. оч осторожным. Вcе расчеты следует вымерить и оценить,сопоставить с др источниками. Полезно рассчитать показатели разл способами. С.Р. м б прямыми, косвенными, нормат., усл. Прмые основываются на осн.пр.данных, нор-ые-нормативы, косвенные-косвенных, условные-гипотетич предполож-й. при расчетах широко прим ср-ие и относит показатели. Приемы расчетов обычно исп-ся комплексно (63)Т9В3 Ср-ие показатели ряда дин-ки (РД) Для обобщ.хар-ки в целом расчит ср пок-ли РД:ср- ур-нь динамич ряда: а) интервального РД расчит-ся по ф-ле ср- арифм простой: =Σx/n б)для моментного ряда с равными интервалами по ф-ле ср хронологическойХхр=(х1/2+х2/2+…+хn/2)/(n-1) в) ср ур-нь моментного РД с непрерывными интервалами расчит-ся по ф-ле ср арифм взвешенной: =Σxf/Σf 2.ср абсолютн прирост-ф-ла ср арифм простой из абсолютн приростов: =ΣΔ/(n-1) 3.ср темп роста(коэф роста):ф-ла ср геом из цепных темпов роста или из соотношения конечного и нач-го уур-ня: Зам.:пок-ль зависит только от крайних значений,поэт его надо опред-ть для промежутка времени с однород направлением развития явл-я. 4.ср темп прироста-опр-ся исходя их ср темпа роста. 5.ср величина 1% прироста-опр-ся путем деления ср абсолютн прироста на ср темпы прироста(в %) (65)Т.9.В5.Измерение сезонности в явлениях. Колебание ур-ня ряда дин-ки м.иметь системат или случ хар-р.Случ колебания быв небольшими, а систематические-часто быв сезонными.Это присуще многим отраслям дин-ки. Для планирования важно учитывать складывающиеся сезонные закономерности, т.к.они понижают эффективность исп-я труд ресурсов, осн фондов и повышают себестоимость продукции.Поэт.статистика должна выявить сезонность и измерить ее, разработать мероприятия по понижению ее влияния. Наличие сезонной неравномерности выявляется с пом графич метода,с пом построения радиальных или линейных диаграмм. Данные берут не менее, чем за 3года и строят по ср-им за кажд месяц. Степень сезон неравномерности можно измерить отношением ур-ня кажд месяца к ср-емес ур-ню за соответс год. В нек случаях исч-ют коэф сезонной неравномерности(отношение max и min величины к ср-егод величине показателя) 1. Предмет ст-ки. 2. Метод ст-ки. 3.Единая система учёта и ст-ки РБ. 4.Функции и задачи ст-ки. 5.Организация ст-ки в РБ. 1.(6)Статистическое набл-ие 2.(7)Три формы организации набл-ия 3.(8)Программно-методологические вопросы набл-ия 4.(9)Организация набл-ия 5.(10)Виды статистического набл-ия 6.(11)Источники и способы собирания данных 7.(12)Организация статистической отчётности 8.(13)Контроль за данными и ошибки набл-ия 1.(14)Статистич. сводка 2.(15)Группировки статист. данных 3.(16)Многомерная группировка 4.(17)Вторичная группировка 5.(18)Организация сводки 6.(19)Статист. таблицы 1.(20)ПРИНЦИП ПОСТРОЕНИЯ СТАТИСТИЧЕСКИХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ. 2.(21)Абсол. величины. 3.(22)Сущность относит велечин. 4.(23)Видя относ.величин 5.(24) Понятие и осн.эл-ты гр-ков. 6.(25)Сравнит.диаграммы. 7.(26)Структурн.диаграммы. 8.(27)Динамич.диаграммы 9.(28)Изоразит.диагр-мы 10.(29)Картограммы и картодиаграммы. 1. (30)ПОНЯТИЕ И СУЩНОСТЬ СР-ИХ ВЕЛИЧИН. 2.(31) Виды ср. 3. (32)Св-ва ср.арифм. 4. (33)Др.виды ср-их. 1. (34)ПОНЯТИЕ О ВАРИАЦИИ ПРИЗНАКОВ. 2.(35) РЯДЫ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ. 3. (36)Графич.изобр-е рядов распред-я. 4.(37) Показатели центра распр-я. 5.(38) Показатели вариации. 6.(39) Дисперсия и её св-ва 7. (40)Правило сложений дисп-й. 8 .(41)З-ны вар-и и коэф.асимметрии 1. (42)Понятие о выборочн.набл-и 2. (43)Виды выборочн.набл-я. 3.(44) Понятие об оценке параметров. 4.(45) Требования к оценкам. 5.(46)Доверительные интервалы вер-ти. 6.(47) Ошибки случ.выб-ки. 7.(48) Определение необх.числ-ти выб-ки 8. (49)Ошибка выб-ки при типич. 9. (50)Ошибка выб-ки при серийн.отборе. 10.(51)Ошибка выб-ки при комбинир.отборе. 11 .(52) Ошибка выб-ки при малой выб-ке 12. (53)Распростр-е рез-тов выб-ки на ген.сов-ть 1. (54)Понятие и з-чи корреляции 2. (55)Определение формы связи. 3. (56)Измер-е тесноты связи м/у пр-ми 4.(57)Выявление влияния отдельных факторов на изучаем 5. (58)Множеств.корел-я 6. (59)Применение корреляц.метода анализа связей (60)Т9.В1. Понятие о рядах дин-ки(РД).их виды. ( (61)Т9В2.Показатели Ряда дин-ки (РД)-абсолютные. (63)Т9В3 Ср-ие показатели ряда дин-ки (РД) (64)Т9.В4.Приемы анализа и обработки рядов дин-ки (РД) (65)Т.9.В5.Измерение сезонности в явлениях. (66)Т9.В6.Применение рядов дин-ки (РД) в прогнозировании (67)Т10.В1Понятие об индексах. (68)Т10.В2.Агрегатный Индекс, как осн форма эк индекса. (69)Т10В3 Измер-е рез-тов изм-я пр-ков с несоизмеренными эл-ми. (70)Т10 В4. измерение роли отдельн.факторов в общ.дин-ке пок-лей. (71) Т10В5.опред-е влияния струк-ры явл-й на изм-е индексир. пр-ка. (72)Т10В6. Ср-ие Индексы(И) (73)Т10В7.Использ-е индексов в макроэк исслед-ях(только индексы потреб-их цен ИПЦ) (74)Т11В1.Совместное исп-е статист приемов и показателей для реш-я разл задач. (75)Т11.В2.Статистические расчеты (СР) (76)Т11.В3. понятие ститистико-мат моделей (СММ)

33