- •1 Часть. Общие теории и методы Статистики (отмс).
- •2 Часть. Экономическая статистика предприятия (эсп).
- •3 Часть. Статистика национального счетоводства (снс: снс-93).
- •1 Часть. Общие теории и методы статистики (отмс).
- •Задачи по расчету и анализу статистических показателей
- •Массовых явлений и процессов
- •На основе общих теорий и методов статистики
- •Тема 1.1. Этапы статистического исследования: статистическое наблюдение; статистическая сводка и группировка; анализ и передача результатов статистических следования по направлениям их использования.
- •Тема 1.2. Система статистических показателей и величин: абсолютные, относительные и средние величины.
- •Тема 1.3: Расчет относительных показателей.
- •Тема 1.4. Расчет средних величин
- •Тема 1.5. Построить сложные таблицы по подлежащему и сказуемому
- •Тема 1.6. Построить линейный график, радиальный график сезонности, знаки Варзара по урожайности и картограмму плотности населения по 5 районам области
- •Тема 1.7. Вариации в массовых явлениях.
- •Тема 1.8. Расчет показателей вариации.
- •Тема 1.9. Экономические индексы.
- •Тема 1.10. Ряды динамики.
- •Тема 1.11: Анализ и оценка качества продукции предприятия выборочным методом.
- •Тема 1.12. Изучение взаимосвязей в массовых явлениях и процессах.
Тема 1.11: Анализ и оценка качества продукции предприятия выборочным методом.
ЗАДАЧА 1. 15. Дано: При контроле качества продукции предприятия проведено 5%-ое выборочное обследование партии изделий Nu=2000 шт. (генеральной совокупности). Методом свободного случайного отбора и обследования выборочной совокупности (выборки размером - nв = 100 шт. - 5% от 2000 шт) определено, что средний вес изделий в выборке - хср в = 500 г, среднее квадратическое отклонение - sх = 15 г, 90 штук изделий (m) соответствовали требованиям стандарта. (Кв = Nсп +40; Кв прибавить к nв и хср в )
Необходимо: На основе полученных данных выборки необходимо с вероятностью Р = 0,683 (нормированное отклонение t = 1) определить возможные значения доли стандартных изделий Рг (генеральной доли) и среднего веса изделий Хг (генеральной средней) всей партии изделий.
Решение: Расчетные формулы: Рг = ω ± tµω ; Х ср г = хср в ± tµх; ;
Доля стандартных изделий в выборке: ω = mв/nв = 90/100 = 0,9 (90%).
При повторной выборке:
Ошибка выборки.. 1) по доле стандартных изделий:
µ ω = √ ω * (1 - ω)/nв = √ 0,9 * (1-0,9) / 100 = 0,03;
2) по весу изделий: µx = √s2/nв = √152 / 100 = 1,5г.
При бесповторной выборке (с учетом коэффициента (1-nв/Nг)):
1) µω = √ [ω * (1 - ω)/nв ] * (1-nв/Nг) = √ [ 0,9 * (1-0,9) / 100 ] * [1 - 100/2000] = 0,029 и µx = √s2/nв*(1 - nв/Nг) = √152 / 100* [1- 100/2000] = 1,46 г.
Повторная выборка:
Генеральная доля: Рг = ω ± tµω = 0,9 ± 1 * 0,03; 0,87 (87%) > Рг < 0,93 (93%).
Генеральная средняя: Х ср г = хср в ± tµх; = 500 + 1 * 1,5; 498,5 > Х ср г < 501,5 г.
При бесповторной выборке – соответственно.
Заключение: При переносе закономерностей выборки на генеральные совокупности можно сделать следующие выводы: с вероятностью Р = 0,683 (при t =1) можно утверждать, что в генеральной совокупности доля стандартных изделий колеблется в пределах однократной ошибки выборки 1*µω и 1*tµх;: по доле от 0.87 до 0.93, т.е. 87-93% изделий обладают стандартными свойствами, при этом средний вес изделий в генеральной совокупности колеблется от 498,5 до 501,5 гр.
Тема 1.12. Изучение взаимосвязей в массовых явлениях и процессах.
- Виды взаимосвязей в массовых явлениях и процессах:
балансовая, факторная, индексная, функциональная, корреляционно-регрессионная.
- Моделирование и прогнозирование экономических массовых процессов.
ЗАДАЧА 1.16. Моделирование и прогнозирование экономических массовых процессов с использованием метода наименьших квадратов (МНК).
Дано: Имеются данные статистического наблюдения о средних затратах ряда предприятий города на капитальный ремонт оборудования (уiф – тыс. руб.) в зависимости от срока службы (периода эксплуатации) этого оборудования (хiф – лет). Данные наблюдения приведены в Приложении в таблице 1. (графы 2 и 3).
Необходимо: 1) Разработать (синтезировать) и построить с обоснованием практической значимости адекватную математическую модель массового экономического процесса в хозяйственной деятельности предприятий – зависимость затрат предприятия на ремонт производственного оборудования (уi) и его срока службы (хi).
2) Для построения и обоснования математической модели использовать корреляционно-регрессионный анализ исследуемой зависимости и метод наименьших квадратов (МНК).
3) Построить линейный график корреляционной зависимости типа y=f(x) в виде ломаной линии (по фактическим данным хiф и уiф) и ее теоретического аналога (модели) – прямой линии (Рис. 1).
4) Аналитически и графически определить время начала необходимости капитального ремонта оборудования (значение хнач. рем. при ух=0).
5) Методами интерполяции (и) и экстраполяции (э), с целью нормирования и планирования затрат предприятия на ремонт оборудования (хит и уэт), дать прогноз затрат по заданному времени эксплуатации оборудования в области фактической (известной) статистики (данные наблюдения), например, при хи=6,5 лет и вне этой области – при хэ=12 лет.
6) Построить макет сложной аналитической таблицы 1 и внести в нее фактические данные статистического наблюдения – хiф и уiф (графы 2 и 3).
7) Построить линейный график (Рис. 1) корреляционной зависимости (связи) хiф и уiф вида y=f(x)+ ξ (1), где ξ – величина влияния на ух суммы случайных факторов. Нанести на график (используя шкалы осей координат у и х и «сетку графика») соответствующие координатам хiф и уiф и соединить их прямыми линиями в непересекающуюся ломаную линию (ухф).
8) По характеру построенной ломаной линии определить предполагаемую теоретическую линию аппроксимации (выравнивания ломаной); в данной задаче – принимаем прямую линию и ее аналитическое выражение ух = а0 + а1х (2). Преобразовать (синтезировать) уравнение прямой (2) в теоретическую зависимость затрат на ремонт оборудования от его срока службы подставив в (2) фактические значения хiф : уiт = а0 + а1хiф (3).
Решение: Уравнение (3) есть уравнение регрессии , т.е. синтезированная математическая модель исследуемого экономического массового процесса – зависимости затрат предприятия на ремонт оборудования от его срока эксплуатации, параметры которого определяются по формулам (4) (см лекцию …):
; (4).
Параметры a0 и а1 можно определить также и путем подстановки соответствующих сумм в уравнение (4) по данным таблицы 1.
2) Рассчитаем a0 и а1 по уравнениям (4). По уравнению регрессии (3) определим теоретические значения затрат на ремонт оборудования (ут) и другие показатели таблицы 1 и внесем результаты расчетов в соответствующие графы таблицы 1. По данным таблицы 1: xср = Σхi / n = 70 / 10 = 7 лет;
; ; ; ;
; ; Σ (уiт - уiф)2 = 100.
3) Подставим рассчитанные суммы из таблицы 1 в уравнения системы (4):
(1420 / 540 = 2,629)
Принимаем: а0=-6,51; а1=2,63: у1,2т= а0 + а1х1ф= -6,51+2,63*4= 4,01 тыс. руб., т.д.
у10т= а0 + а1х10ф= -6,51+2,63*11=22,42 тыс. руб.
4) В поле графика (рис.1) построим теоретическую прямую линию исследуемой зависимости уiт (3) по координатам уiт хiф.
5) По tкр – критерию Стьюдента необходимо обосновать практическую значимость синтезированной по уравнению прямой (2) регрессионной модели (3) и ее параметров а0=-6,51 (без учета знака); а1=2,63 с учетом условия ta0 > tкр < ta (5). По вероятностной таблице для коэффициента значимости α =0,05 и количества степеней свободы ксв = n – 2 = 10 – 2 = 8 tкр=2,3 (с вероятностью Pt=0,95). Фактические значения t-критерия определить по формулам:
(6); (7)
; .
Вывод: условие типичности выполняется: ta0=5.83>tкр=2.3<ta1=5.46.
Следовательно, уравнение регрессии (3) и его параметры a0 и a1 являются (признаются) типичными, т. к. с достаточной степенью вероятности (P=0.95) определяют корреляционную зависимость затрат предприятия на ремонт оборудования уiT от его срока службы хiф.
6) Для определения показателя тесноты и характеристики силы корреляционной связи между уiТ и хiф определить коэффициент корреляции (r) и коэффициент детерминации (r2) для прямолинейной зависимости:
(8)
Соответственно: (9)
7) Оценить значимость вычисленного коэффициента корреляции r=0.88 по t-критерию Стьюдента при условии tr>tкр=2.3 и по шкале Чеддока (табл.2). Фактическое значение t-критерия r: (10)
Следовательно, условие значимости r выполняется: tr=5,24>tкр=2.3
8) По шкале Чеддока коэффициент корреляции r=0.88 определяет корреляционную связь между уiТ и хiф как «высокую».
Вывод: величина r=0.88 является существенной, а связь между уiТ и хiф - «высокой». На основании коэффициент детерминации r2=0,774 с высоким уровнем доверительной вероятности (Р = 0.95) можно утверждать, что 77,4% общей вариации результативного признака уi (затрат на ремонт оборудования) объясняется (детерминировано) изменением факторного признака хi (срока службы оборудования). При этом 22,6% общей вариации (100% - 77,4%) уi вызвано влиянием суммы случайных факторов, т.е. ξ = 22,6% [ уi = f(x) + ξ)].
9) Следовательно, синтезированная по уравнению прямой линии математическая модель(3) - утi = - 6,51+2,63 хф является типичной и может быть использована для практических целей прогнозирования и планирования затрат предприятия на ремонт оборудований (уi) в зависимости от его срока службы (хi).
10) Теоретически и графически определим время начала необходимости капитального ремонта оборудования (хнач. рем.) по уравнению (3) при уx=0:
, откуда года.
11) Определим по уравнению регрессии (3) методами интерполяции (И) и экстраполяции (Э) прогноз затрат предприятия на ремонт оборудования при хи=6,5 лет и хэ=12 лет:
уи = а0 + а1хи = -6,51 + 2,63 * 6,5 = 10,59 тыс. руб.,
уэ = а0 + а1хэ = -6,51 + 2,63 * 12 = 25,05 тыс. руб.
Нанесем на график (рис 1) пунктирными линиями вычисленные координаты уит хи и уэт хэ..
Таблица 1. 8. Данные для расчета показателей уравнения регрессии.
-
№
п/п
хiф
уiФ
xiּ*yi
xi2
yi2
÷xi-
÷
(xi - )2
уiт
÷уiт-
уiФ÷
(уiт-
уiФ)2
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
1
4
6
24
16
36
(-)3
9
4.01
1.99
3.96
2
4
3
12
16
9
3
9
4.01
1.01
1.02
3
5
9
45
25
81
2
4
6.64
2.36
5.60
4
6
8
48
36
64
1
1
9.27
1.27
1.61
5
6
10
60
36
100
1
1
9.27
0.73
0.53
6
7
12
84
49
144
0
0
11.90
0.10
0.01
7
8
13
104
64
169
1
1
14.53
1.53
2.34
8
9
11
99
81
121
2
4
17.16
6.16
37.95
9
10
18
180
100
324
3
9
19.79
1,79
3.20
10
11
29
319
121
841
4
16
22.42
6,58
43.30
Σ :
70
119
975
544
1889
-
54
-
-
99.94
Примечание: xi-годы (лет); yi-тыс. руб. Принимаем: Σ (уiт-уiФ)2≈100.
( Кв = (Nсп + 10)/ 100; прибавить Кв ко всем уiФ)
Рис 1.4. График зависимости y = F(x) + ξ (масштаб шкал OX : OY = 1:2).
По шкале Чеддока (Таблица 1.9) коэффициент корреляции r=0.88 определяет корреляционную связь между уiТ и хiф как «высокую».
Таблица 1.9.. Шкала Чеддока
-
Теснота связи
0,1-0,3
0,3-0,5
0,5-0,7
0,7-0,9
0,9-0,99
Сила связи
слабая
умеренная
заметная
высокая
Весьма высокая
Общие выводы:
График(Рис.1.4) – теоретическая прямая линия уiт = а0 + а1хiф (3), выражает форму корреляционно-регрессионной зависимости экономического массового процесса - зависимости затрат предприятия на ремонт оборудования (уiТ) от срока службы (периода эксплуатации) этого оборудования (хiф ). Уравнение (3) является также математической моделью указанного экономического массового процесса и уравнением регрессии корреляционной зависимости между уiТ и хiф , построенного (синтезированного) на основе использования метода наименьших квадратов (МНК) для определения параметров регрессии а0 и а1 .
Синтезированное уравнение регрессии (3) может быть использовано для моделирования и прогнозирования (планирования) затрат предприятия (уiТ) на ремонт эксплуатируемого основного оборудования в зависимости от срока его эксплуатации (хiф ) как в пределах известных статистических данных (хiф от 4-х до 11-ти лет, собранных и зарегистрированных в результате научно организованного статистического наблюдения) методом интерполяции (уравнение уи = а0 + а1хи ) и так и за пределами известных данных статистики (хiф более 11 лет, в предположении сохранения прямолинейной зависимости уiТ) методом экстраполяции (уравнение уэ = а0 + а1хэ ).