Розподіл товару на складі за його ціною

Ціна, грн.	2 – 10	10 – 30	30 – 60	60 – 100	100 – 120	Разом
Обсяг, шт.	8700	1800	9800	5900	1900	28100

Примітка:Проміжні розрахунки проводити з точністю до другого знака після коми, результати округлювати до першого знака після коми.

Розв’язання:

Для визначення квадратичного коефіцієнта варіації необхідно спочатку розрахувати середню ціну товару на складі та середнє квадратичне відхилення. У вихідних даних наведено інтервальний ряд розподілу, тому необхідно перейти до дискретного ряду.

Визначимо середини інтервалів:

x ₁ = 0,5 (2 + 10) = 6; x₂ = 0,5 (10 + 30) = 20;

x₃ = 0,5 (30 + 60) = 45; x ₄ = 0,5 (60 + 100) = 80;

x ₅ = 0,5 (100 + 120) = 110;

Для інтервального варіаційного ряду середню арифметичну визначимо за формулою:

де _і – середина відповідного інтервалу

f_i – частота відповідного інтервалу.

Тоді

= 43,1 грн.

(У розрахунку використано одну з математичних властивостей середньої арифметичної. Яку властивість використано?)

Середнє квадратичне відхилення обчислюється за формулою:

=

==32,6 грн.

Примітка: Квадратичний коефіцієнт варіації – це відношення середнього квадратичного відхилення до середньої арифметичної величини. Якщо квадратичний коефіцієнт варіації не перевищує 0,33, сукупність вважається однорідною.

V_σ = 32,6 / 43,1 = 0,8 · 100 = 80 %.

Відповідь: Отже, сукупність товарів за їх ціною неоднорідна, так як V_σ> 33%, а визначена середня величина, що дорівнює 43,1 грн. не є типовим рівнем ціни товару в даній сукупності.

= 43,1 грн.; =32,6 грн.; V_σ = 80 %.

Приклад 3

Протягом сесії студенти однієї групи одержали такі оцінки:

Оцінка	2	3	4	5	Разом
Кількість оцінок	4	35	33	28	100

Визначити дисперсію частки якісних оцінок (4 та 5). Проаналізувати однорідність сукупності та оцінити форму розподілу.

Розв’язання

Дисперсія частки (дисперсія альтернативної ознаки) визначається за формулою:

= pq,

де p – частка з наявністю даної ознаки;

q – частка з відсутністю даної ознаки.

Частка якісних оцінок в сукупності: p = (f₄ + f₅) /  f_і = (33+28) / 100 = 0,61.

Частка неякісних оцінок: q = 1 – p = 1 – 0,61 = 0,39.

Тоді дисперсія частки якісних оцінок: =0,61 × 0,39 ≈ 0,24,

відповідно → σ = √0,24 = 0,49.

Проаналізуємо форму розподілу, для чого спочатку обчислимо середню оцінку за формулою:

;

= = 385 / 100 = 3,85.

Асиметрію визначимо через коефіцієнт асиметрії, який обчислимо за формулою:

.

Плосковершинність визначаємо за допомогою ексцесу, який розраховується за формулою:

.

Для спрощення розрахунків складемо допоміжну таблицю:

xі	fi	xі –	(xі –)^2 fi	(xі –)^3 fi	(xі –)^4 fi
2	4	– 1,85	13,6900	– 25,3265	46,854025
3	35	– 0,85	25,2875	– 21,494375	18,27021875
4	33	0,15	0,7425	0,111375	0,01670625
5	28	1,15	37,0300	42,5845	48,972175
	100	×	76,7500	– 4,125	114,113125

Середнє квадратичне відхилення обчислюється за формулою:

= = 0,876;

Дисперсія:

= 76,75 / 100 = 0,7675.

Квадратичний коефіцієнт варіації :

V_σ = 0,876 / 3,85 = 0,228 · 100 = 22,8 %.

Коефіцієнт асиметрії:

= (– 4,125) / (0,876³ × 100) = – 0,061;

Ексцес:

= 114,113125 / (0,7675 × 0,7675) = 1,937.

Відповідь: Середній рівень оцінок становить 3,85, при цьому дисперсія частки якісних оцінок (4 та 5) становить ≈ 0,24; сукупність знаходиться в межах однорідності, тому визначений середній рівень оцінок може вважатися типовим для студентів даної групи; форма розподілу оцінок студентів за сесію – плоско вершинна з низькою лівосторонньою асиметрією.

Приклад 4

Проаналізувати структурні зміни за наведеними даними (дані умовні) про розподіл споживчих витрат населення регіону за окремі періоди і в цілому за весь час:

Структура споживчих витрат населення регіону

Вид споживчих витрат	Питома вага, % до загального підсумку
	2004 рік	2005 рік	2006 рік
Продовольчі товари Непродовольчі товари Послуги Інші	33,7 54,2 8,7 3,4	43,9 45,3 6,4 4,4	45,2 42,0 8,8 4,0
Разом	100,0	100,0	100,0

Розв’язання:

Зміну структури споживчих витрат населення регіону можна дослідити за допомогою лінійного коефіцієнта “абсолютних” структурних зрушень, квадратичного коефіцієнта “абсолютних” структурних зрушень, квадратичного коефіцієнта відносних структурних зрушень та лінійного коефіцієнта “абсолютних” структурних зрушень за n періодів. Для визначення цих показників зробимо допоміжні розрахунки у табличній формі (див. далі).

Для розрахунку лінійного коефіцієнта “абсолютних” структурних зрушень за перший (із 2004 по 2005 рік) і за другий (із 2005 по 2006 рік) періоди використовуємо підсумки стовпчиків 2 і 5 розрахункової таблиці:

проц. пункти;

проц. пункти.

Таким чином, із 2004 по 2005 рік питома вага окремих видів споживчих витрат населення в середньому змінювалася на 5,6 проц. пункти.

За наступний рік “абсолютні” структурні зрушення зменшилися, тобто структура споживчих витрат почала стабілізуватися.

Аналогічних висновків можна дійти і за розрахунком квадратичного коефіцієнта “абсолютних” структурних зрушень (розрахунки із використанням підсумків стовпчиків 3 і 6 розрахункової таблиці):

проц. пункти;

проц. пункти.

Визначимо величину квадратичного коефіцієнта відносних структурних зрушень, використовуючи підсумки стовпчиків 4 і 7 розрахункової таблиці:

;

.

Як свідчать ці розрахунки, за перший рік питома вага кожного виду витрат в середньому змінилася майже на ¼ своєї величини, тоді як за наступний рік – тільки на 1/9.

Для узагальнюючої оцінки структурних зрушень у досліджуваній сукупності в цілому за весь час використовуємо лінійний коефіцієнт “абсолютних” структурних зрушень за n періодів (із підсумками з стовпчика 8 розрахункової таблиці).

= 3,1 проц. пункти.

Таким чином, за весь час середньорічна зміна частки споживчих витрат населення регіону за всіма видами витрат становила 3,1 процентних пункти.