Банк рефератов содержит более 364 тысяч рефератов, курсовых и дипломных работ, шпаргалок и докладов по различным дисциплинам: истории, психологии, экономике, менеджменту, философии, праву, экологии. А также изложения, сочинения по литературе, отчеты по практике, топики по английскому.
Полнотекстовый поиск
Всего работ:
364150
Теги названий
Разделы
Авиация и космонавтика (304)
Административное право (123)
Арбитражный процесс (23)
Архитектура (113)
Астрология (4)
Астрономия (4814)
Банковское дело (5227)
Безопасность жизнедеятельности (2616)
Биографии (3423)
Биология (4214)
Биология и химия (1518)
Биржевое дело (68)
Ботаника и сельское хоз-во (2836)
Бухгалтерский учет и аудит (8269)
Валютные отношения (50)
Ветеринария (50)
Военная кафедра (762)
ГДЗ (2)
География (5275)
Геодезия (30)
Геология (1222)
Геополитика (43)
Государство и право (20403)
Гражданское право и процесс (465)
Делопроизводство (19)
Деньги и кредит (108)
ЕГЭ (173)
Естествознание (96)
Журналистика (899)
ЗНО (54)
Зоология (34)
Издательское дело и полиграфия (476)
Инвестиции (106)
Иностранный язык (62792)
Информатика (3562)
Информатика, программирование (6444)
Исторические личности (2165)
История (21320)
История техники (766)
Кибернетика (64)
Коммуникации и связь (3145)
Компьютерные науки (60)
Косметология (17)
Краеведение и этнография (588)
Краткое содержание произведений (1000)
Криминалистика (106)
Криминология (48)
Криптология (3)
Кулинария (1167)
Культура и искусство (8485)
Культурология (537)
Литература : зарубежная (2044)
Литература и русский язык (11657)
Логика (532)
Логистика (21)
Маркетинг (7985)
Математика (3721)
Медицина, здоровье (10549)
Медицинские науки (88)
Международное публичное право (58)
Международное частное право (36)
Международные отношения (2257)
Менеджмент (12491)
Металлургия (91)
Москвоведение (797)
Музыка (1338)
Муниципальное право (24)
Налоги, налогообложение (214)
Наука и техника (1141)
Начертательная геометрия (3)
Оккультизм и уфология (8)
Остальные рефераты (21697)
Педагогика (7850)
Политология (3801)
Право (682)
Право, юриспруденция (2881)
Предпринимательство (475)
Прикладные науки (1)
Промышленность, производство (7100)
Психология (8694)
психология, педагогика (4121)
Радиоэлектроника (443)
Реклама (952)
Религия и мифология (2967)
Риторика (23)
Сексология (748)
Социология (4876)
Статистика (95)
Страхование (107)
Строительные науки (7)
Строительство (2004)
Схемотехника (15)
Таможенная система (663)
Теория государства и права (240)
Теория организации (39)
Теплотехника (25)
Технология (624)
Товароведение (16)
Транспорт (2652)
Трудовое право (136)
Туризм (90)
Уголовное право и процесс (406)
Управление (95)
Управленческие науки (24)
Физика (3463)
Физкультура и спорт (4482)
Философия (7216)
Финансовые науки (4592)
Финансы (5386)
Фотография (3)
Химия (2244)
Хозяйственное право (23)
Цифровые устройства (29)
Экологическое право (35)
Экология (4517)
Экономика (20645)
Экономико-математическое моделирование (666)
Экономическая география (119)
Экономическая теория (2573)
Этика (889)
Юриспруденция (288)
Языковедение (148)
Языкознание, филология (1140)

Контрольная работа: Статистические наблюдения по валовому региональному продукту автономных образований России

Название: Статистические наблюдения по валовому региональному продукту автономных образований России
Раздел: Рефераты по экономике
Тип: контрольная работа Добавлен 12:09:32 22 января 2010 Похожие работы
Просмотров: 120 Комментариев: 2 Оценило: 0 человек Средний балл: 0 Оценка: неизвестно     Скачать

Задание №1

Объект исследования: – 30 автономных образований России

1. Цель статистического наблюдения – собрать сведения о 30 автономных образований по валовому региональному продукту (ВРП), общей численности населения, численности занятого населения, стоимости основных фондов (ОФ) по каждому из объектов.

2. Избранным объектом наблюдения являются автономные образования России, единицей измерения является регион.

3. Программа наблюдения включает в себя:

– единовременно получить информацию из статистического сборника «Россия в цифрах» из Интернет по 30 обследуемым объектам по состоянию на 1 января 2001 года по валовому региональному продукту (ВРП), общей численности населения, численности занятого населения, стоимости основных фондов (ОФ).

4. Инструментарий наблюдения – формуляр обследования, включающий наименование региона и данные по каждому региону.

5. Макет статистической таблицы:

Таблица 1. Сведения об автономных образованиях по валовому региональному продукту (ВРП), общей численности населения, численности занятого населения, стоимости основных фондов (ОФ) на 1 января 2001 года

№ п/п

Регион

ВРП, млн. руб.

Общая числ, тыс. чел.

Числ., занят., тыс. чел.

Ст-ть ОФ, млн. руб.


Задание №2

Таблица 2. Данные из регионального справочника «Россия в цифрах» (по данным на 1 января 2001 года)

№ п/п

Регион

ВРП, млн. руб.

Общая числ, тыс. чел.

Числ., занят., тыс. чел.

Ст-ть ОФ, млн. руб.

1

Адыгея

5110.2

446

156.8

47056

2

Башкирия

114145.1

4101.7

1746.2

407013

3

Алтай

2568.1

204.8

84.3

15278

4

Бурятия

18085

1026.3

395.5

91700

5

Дагестан

13043.6

2160.3

737.8

134133

6

Кабардино-Балкария

10529.8

783.9

303.7

48059

7

Калмыкия

2127.1

314.3

117.4

21677

8

Карачаево-Черкесия

4317.5

430.7

139.4

32493

9

Карелия

20382.3

760.6

343.1

90800

10

Коми

50914.3

1126.1

499.2

201201

11

Марий-Эл

10467.7

755.2

333.4

95617

12

Мордовия

14075.5

919.7

404.9

70373

13

Сев. Осетия

7572.3

677

227.2

43296

14

Татарстан

123671.8

3776.8

1694

477390

15

Тува

2616.3

310.7

99.2

14652

16

Удмуртия

37501.6

1623.8

767.8

180173

17

Хакасия

14317.1

578.3

241

61889

18

Ингушетия

2030.7

460.1

59.4

5139

19

Эвенкийский а. о.

129456,9

18,5

9,9

1842

20

Чувашия

18372.1

1353.4

610.4

113170

21

Якутия-Саха

64688

986

471.7

220865

22

Еврейская а.обл.

2443.5

195.6

71.2

20746

23

Агинский-Бурятский а

22160.9

79.3

26.3

3742

24

Коми-Пермяцкий а.о.

94893.9

149.1

58.7

6370

25

Корякский а.о.

15462.2

29.1

16.6

5497

26

Ненецкий а.о.

38994.1

45

21.4

17633

27

Таймырский а.о.

129456.9

43.7

22.2

5400

28

Усть-Ордынский а.о.

85889.1

143

62.5

6335

29

Ханты-Мансийский а.о

356139

1401.9

792

641474

30

Чукотский а.о.

3212.1

75.3

32.7

18712


Решение

1. Количество групп равно 1+ 3,322lg30 = 1 + 3,322 х 1,48 = 4,4

Принимаем число групп =5

Величина интервала равна (356139 – 2030,7) / 5 = 70821,7

Сгруппируем предприятия по размеру Валового регионального продукта (ВРП) в группы с интервалами 2030,7–72852,4; 72852,4–143674,1; 143674,1–214495,8; 214495,8–285317,5; 285317,5–356139.

2. Расчеты по каждой группе произведем в таблицах 3–5

Показатели по группам

Таблица 3. Группа №1

№ п/п

Валовой региональный продукт, млн. руб.

Уд. Вес, %

Общая численность населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Численность занятого населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Стоимость основных фондов, млн. руб.

Уд. Вес, %

1

2030.7

0,5

460.1

3,0

59.4

0,9

5139

0,4

2

2127.1

0,6

314.3

2,1

117.4

1,9

21677

1,4

3

2443.5

0,7

195.6

1,3

71.2

1,2

20746

1,3

4

2568.1

0,7

204.8

1,3

84.3

1,4

15278

1,0

5

2616.3

0,7

310.7

2,0

99.2

1,6

14652

0,9

6

3212.1

0,8

75.3

0,5

32.7

0,5

18712

1,2

7

4317.5

1,1

430.7

2,8

139.4

2,3

32493

2,1

8

5110.2

1,3

446

2,9

156.8

2,5

47056

3,0

9

7572.3

2,0

677

4,4

227.2

3,7

43296

2,8

10

10467.7

2,7

755.2

4,9

333.4

5,4

95617

6,2

11

10529.8

2,8

783.9

5,1

303.7

4,9

48059

3,1

12

13043.6

3,4

2160.3

14,1

737.8

12,0

134133

8,6

13

14075.5

3,7

919.7

6,0

404.9

6,6

70373

4,5

14

14317.1

3,8

578.3

3,8

241

3,9

61889

4,0

15

15462.2

4,1

29.1

0,2

16.6

0,3

5497

0,4

16

18085

4,8

1026.3

6,7

395.5

6,4

91700

5,9

17

18372.1

4,8

1353.4

8,8

610.4

9,9

113170

7,3

18

20382.3

5,3

760.6

5,0

343.1

5,6

90800

5,8

19

22160.9

5,8

79.3

0,5

26.3

0,4

3742

0,2

20

37501.6

9,8

1623.8

10,6

767.8

12,5

180173

11,6

21

38994.1

10,2

45

0,3

21.4

0,3

17633

1,1

22

50914.3

13,4

1126.1

7,3

499.2

8,1

201201

13,0

23

64688

17,0

986

6,4

471.7

7,7

220865

14,2

Итого

380992

100,0

15341,5

100,0

6160,4

100,0

1553901

100,0

Таблица 4. Группа №2

№ п/п

Валовой региональный продукт, млн. руб.

Уд. Вес, %

Общая численность населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Численность занятого населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Стоимость основных фондов, млн. руб.

Уд. Вес, %

1

85889,1

12,7

143

1,8

62,5

1,7

6335

0,7

2

94893,9

14,0

149,1

1,8

58,7

1,6

6370

0,7

3

114145,1

16,8

4101,7

49,8

1746,2

48,6

407013

45,0

4

123671,8

18,3

3776,8

45,9

1694

47,2

477390

52,8

5

129456,9

19,1

18,5

0,2

9,9

0,3

1842

0,2

6

129456,9

19,1

43,7

0,5

22,2

0,6

5400

0,6

Итого

677513,7

100,0

8232,8

100,0

3593,5

100,0

904350

100,0

Таблица 5. Группа №5

№ п/п

Валовой региональный продукт, млн. руб.

Уд. Вес, %

Общая численность населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Численность занятого населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Стоимость основных фондов, млн. руб.

Уд. Вес, %

1

356139

100,0

1401,9

100,0

792

100,0

641474

100,0

Итого

356139

100,0

1401,9

100,0

792

100,0

641474

100,0

В основном, все регионы находятся в 1-й группе, но наибольшее количество ВРП производится в регионах, относящихся ко 2-й группе. Тем не менее, Хантымансийский а.о., при стоимости 1/5 основных фондов и удельном весе численности населения 5,6%, произвел валового регионального продукта в размере 25,2% от выборки.

Сводные данные приведем в таблице 6.


Таблица 6. Сводная группировка

№ группы

Валовой региональный продукт, млн. руб.

Уд. Вес, %

Общая численность населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Численность занятого населения, тыс. чел

Уд. Вес, %

Стоимость основных фондов, млн. руб.

Уд. Вес, %

1

380992

26,9

15341,5

61,4

6160,4

58,4

1553901

50,1

2

677513,7

47,9

8232,8

33,0

3593,5

34,1

904350

29,2

3

-

-

-

-

-

-

-

-

4

-

-

-

-

-

-

-

-

5

356139

25,2

1401,9

5,6

792

7,5

641474

20,7

Итого

1414644,7

100,0

24976,2

100,0

10545,9

100,0

3099725

100,0

3. Зависимость валового регионального продукта от стоимости основных фондов – прямо пропорциональна, от численности занятого населения – обратно пропорциональна и зависит от природных богатств региона.

4. Полученная группировка нестандартна, так как отсутствуют 3,4 группы, но тем не менее, основное количество объектов исследования находится в 1-й группе, максимальные общие показатели находятся во 2-й группе, но при этом 5-я группа, несмотря на единственный объект, является лидером по всем показателям.


Задание №3

1. Определим нижнюю и верхнюю интервальные границы для каждой группы и составим рабочую таблицу, куда сведем первичный статистический материал:

Таблица 7. Рабочая таблица

№ группы

Валовой региональный продукт, млн.

руб.

Количество регионов, Fj

Середина интервала, млн

руб. Xj

Xj * Fj

Накопленная частота f

1

2030,7–72852,4

23

37441,55

61155,65

23

2

72852,4–143674,1

6

108263,25

649579,5

29

3

143674,1–214495,8

-

179084,95

-

29

4

214495,8–285317,5

-

249906,65

-

29

5

285317,5–356139

1

320728,25

320728,25

30

Итого

30

1031463,4

Средняя арифметическая взвешенная:

Хср = 1031463,4 / 30 = 34382,1

Для определения показателей вариации вариационного ряда составим промежуточную таблицу на основе группировочной таблицы.

Таблица 8. Промежуточная таблица

Середина интервала по группам,

млн. руб.

Х

Количество регионов, F

(X-Xcр)

│X-Xcр│ F

(X-Xcр)2 F

37441,55

23

3059,45

70367,35

215285388,96

108263,25

6

73881,15

443286,9

32750545951,9

179084,95

-

144702,85

-

-

249906,65

-

215524,55

-

-

320728,25

1

286346,15

286346,15

81994117619,8

Итого

30

800000,4

114959948960,66

Размах вариации:

R =Xmax – Xmin=356139 – 2030,7 = 354108,3

Среднее линейное отклонение (взвешенное):

L =Σ (Х-Хср) F / n = 800000,4/30 = 266666,8 млн. руб.

Среднее квадратическое отклонение:

δ = √3831998298,68 = 61903,14

Дисперсия:

δ2 = 114959948960,66 / 30 = 3831998298,68

2. При построении гистограммы на оси абсцисс откладываются отрезки, соответствующие величине интервалов ряда. На отрезках строятся прямоугольники, площадь которых пропорциональна частотам интервала.

Вывод. По полученным графикам можно констатировать, что от группы к группе количество обследуемых объектов уменьшалось, при этом произошел разрыв между 2-й и 5-й группами, что подтверждается графиками гистограммы и полигона распределения. График куммуляты показывает, что от группы к группе нарастающим итогом происходило увеличение ВРП.

Средняя величина ВРП равна средней арифметической простой:

Хср = ∑Х / n = 1414644,7 / 30 = 47154,82

Коэффициент вариации V = 61903,14 / 34382,1 = 1,80

Модальным интервалом является интервал с наибольшей частотой. Моду в интервальном ряду находим по формуле

Мо = Хмо + I (Fmo – F-1 ) / ((Fmo – F-1 ) + (Fmo – F+1 )), где

Хмо – начало модального интервала

Fmo – частота, соответствующая модальному интервалу

F-1 и F+1 – предмодальная и послемодальная частота

Мо = 2030,7 + 70821,7*(23–0) / ((23–0) +(23–6)) = 42753,18

Медианой называется вариант, который находится в середине вариационного ряда. В нашем случае это 15-й регион по порядку возрастания ВРП, т.е.

Ме=15462,2 млн. руб.

Квартили Q – значения признака в ряду распределения, выбранные таким образом, что 25% единиц совокупности будут меньше по величине Q1, 25% единиц будут заключены межу Q1 и Q2, 25% – между Q2 и Q3, и остальные 25% превосходят Q3.

Q1 = XQ1 + h ((n+1)/4 – S-1 ) / fQ1 , где

XQ 1 – нижняя граница интервала, в которой находится первая квартиль;

S-1 – сумма накопленных частот интервалов, предшествующих интервалу, в котором находится первая квартиль;

fQ 1 – частота интервала, в котором находится первая квартиль

Q1 =2030,7+70821,7 * (31/4–0)/ 23 = 25894,5

Q2 = 2030,7+70821,7*(31/2–0)/23 = 49758,4

Q3 = 72852,4+70821,7*(31*0,75–23)/23=144443,9

4. Проверим гипотезу о законе распределения с помощью критерия согласия Пирсона χ2 .

Рассчитаем теоретические частоты попадания количества регионов в соответствующие группы. Х1 и Х2 – соответственно нижние и верхние границы интервалов. Т1 и Т2 – нормированные отклонения для нижней и верхней границ интервала. F1 и F2 – значения интегральной функции Лапласа для Т1 и Т2 – определяем по таблицам Лапласа. Оценка попадания случайной величины Р определяется как разница F(T1) – F(T2). Теоретическая частота f' = Р х 30. Составим таблицу 9.

Таблица 9. Расчет теоретических частот

Границы интервала

Фактич. частота f

T1 = (Х1 – Хср) / σ

T2 = (Х2 – Хср) / σ

F(Т1)

F (Т2)

Р

Теоретич. частота f'

-∞ – 2030,7

0

-∞

-0,729

-0,50

-0,2673

0,2327

7

-2030,7–72852,4

23

-0,729

0,415

-0,2673

0,1628

0,4301

13

72852,4–143674,1

6

0,415

1,559

0,1628

0,4406

0,2778

8

143674,1–214495,8

0

1,559

2,703

0,4406

0,4965

0,0559

2

214495,8–285317,5

0

2,703

3,847

0,4965

0,4999

0,0034

0

285317,5–356139

1

3,847

4,991

0,4999

0,5

0,0001

0

356139 – +∞

0

4,991

+∞

0,5

0,5

0

0

Итого

30

1,00

30

Проверка показывает, что расчеты сделаны правильно, так как равен итог фактических и теоретических частот.

Рассчитаем значение χ2 = ∑ (f – f')2 / f', произведя расчеты в таблице

Оставляем 2 группы, объединив 1,2 в 1-ю группу, 3–7 во 2-ю группу. Результаты заносим в таблицу 10.


Таблица 10. Расчет фактического значения по критерию Пирсона

Границы интервала

f – f'

(f – f')2

(f – f')2 / f'

-∞ -72852,4

3

9

0,45

72852,4-+∞

-3

9

0,9

Итого

1,35

Табличное значение критерия Пирсона при числе степеней свободы 1 и вероятности 0,99 составляет 1,64. Расчетное значение χ2 меньше табличного, поэтому гипотеза о близости эмпирического распределения к нормальному не отвергается.


Задание №4

1. По таблице случайных чисел определим порядковые номера и вид выборки. В выборочную совокупность войдут регионы по двум последним цифрам из 30 первых чисел подряд. Получаем:

12; 20; 22; 20; 24; 12.

Объем выборки – 6 единиц.

Получаем случайную повторную выборку. Величина ВРП:

13043,6; 13043,6; 37501,6; 37501,6; 50914,3; 85889,1.

Составим таблицу 11.

Таблица 11. Выборочная совокупность случайных величин

Объем ВРП

13043,6

37501,6

50914,3

85889,1

Кол-во регионов

2

2

1

1

2. Средняя величина по выборочной совокупности

Хср = (13043,6х2+37501,6х2+50914,3+85889,1) / 6 = 39649,0

S2 =[(13043,6–39649) 2 х2 + (37501,6–39649) 2 х2 + (50914,3–39649)2 +(85889,1–39649)2 ] / 6 = 614995184

Среднее отклонение от средней в выборке S =√614995184 = ±24799,1

Средняя ошибка выборки σх = ±24799,1 / √6 = ±10126,2

Предельная ошибка выборки (с вероятностью 0,95 по таблице распределения Лапласа) ∆σх = 1,96 х 10126,2 = ±19847,4

Генеральная средняя находится в пределах:

39649–19847,4 = 19801,6

39649+19847,4 = 59496,4

Это соответствует расчетам средней арифметической простой 47154,82 и средней арифметической взвешенной 34382,1.


Задание №5

1. Примем стоимость ОПФ за факторный признак Х, Валовой региональный продукт ВРП за результативный Y.

Построим корреляционную таблицу 12

Таблица 12. Корреляционная таблица расчетов средней стоимости ОПФ и ВРП

№ группы

Количество регионов

Стоимость ОПФ всего

Средняя Стоимость ОПФ

ВРП всего

Средний ВРП

1

23

1553901

67561

380992

16565

2

6

904350

150725

677513,7

112919

5

1

641474

641474

356139

356139

Итого

30

3099725

1414644,7

Увеличение средних значений результативного признака с увеличением значений факторного признака свидетельствует о возможном наличии прямой корреляционной связи.

Используя данные индивидуальных значений построим график «поля корреляции».

3. По сгруппированным данным построим уравнение регрессии

На поле корреляции появилась линия, которая по форме ближе всего к прямой. Поэтому предполагаем наличие прямолинейной связи, которая выражается уравнением Yср = а0 + а1 Х., где Х – стоимость ОПФ, Y – валовой региональный продукт. Используя метод наименьших квадратов, определим параметры уравнения, для этого решим систему нормальных уравнений

Рассчитаем значения и данные занесем в таблицу 13.


Таблица 13. Предварительный расчет

№ п/п

Х

Y

Х2

XY

y2

1

67561

16565

4564488721

1119147965

274399225

2

150725

112919

22718025625

17019716275

12750700561

3

641474

356139

411488892676

228453908886

126834987321

Итого

859760

485623

438771407022

246592773126

139860087107

n = 3 (количество групп)

Система уравнений примет вид

a0 n + a1 ∑X = ∑Y

a0 ∑X + a1 ∑X2 = ∑XY

или

3a0 + 859760a1 = 485623

859760a0 + 438771407022a1 = 246592773126

Разделим каждый член обоих уравнений на коэффициенты при a0

или

a0 + 286586,7a1 = 161874,3

a0 + 510341,7a1 = 286815,8

Определим a1 вычитанием уравнений из друг друга

-223755а1 = -124941,5

a1 =0,558385

a0 = 161874,3 -286586,7 х0,558385 = 1848,5

Y = 1848,5 + 0,558385 Х

Подставим в формулу средние фактические значения Х:

Y.1 = 1848,5 + 0,558385 х 67561 =39573,5

Y2 = 1848,5 + 0,558385х150725=86011,1

Y3 = 1848,5 + 0,558385х641474 = 360038,0

Нанесем полученные теоретические значения ВРП на график в п. 2

Между признаками прямая корреляционная взаимосвязь.

4. Рассчитаем линейный коэффициент корреляции

r = (3х246592773126 – 859760 х 485623) / √ (3х438771407022–8597602 ) (3 х 139860087107 – 4856232) = (739778319378 – 417519230480) /

√ (1316314221066 – 739187257600) (419580261321 – 235829698129) = 0,9896

Критическое значение для первого уровня значимости при ά=0,05 равно 0,9969. Значит по критерию Фишера коэффициент корреляции не может считаться существенным.

5. Для малого объема выборочной совокупности используется тот факт, что.

tрасч = r√n-2 / √ (1-r2) = 0.9896 / √ (1–0.98962) = 6,880

В таблице значений ά – процентных пределов t ά,к в зависимости от к степеней свободы и заданного уровня значимости ά для распределения Стьюдента при уровне значимости 1 величина ά при t = 6,314 составляет 10%. Это значит, что с вероятностью 90% можно считать, что существует прямая зависимость между изучаемыми признаками.

6. С вероятностью не более 90% можно сказать, что между стоимостью ОПФ и валовым региональным продуктом существует прямая зависимость.


Задание №6

1. Результативный признак – объем валового регионального продукта (ВРП).

Факторные признаки:

– численность занятого населения;

– стоимость основных фондов (ОФ)

Важность факторов с экономической точки зрения и последовательность их включения в уравнение регрессии определим:

1) Стоимость основных фондов

2) Численность занятого населения

2. Характер связей определим по коэффициентам Фехнера. Средняя по ОФ Х= 103324,2 млн. руб. Средняя по ВР Y = 47154,8 млн. руб.

Таблица 14. Зависимость ВРП от ОФ:

№ п/п

Ст-ть ОФ, млн. руб.

X

ВРП, млн. руб.,

Y

Зависимость отклонений индивидуальных значений признака от средней

Совпадение (а)

или несовпадение (b)

Для Х

Для Y

1

2

3

4

5

6

1

1842

129456,9

-

+

B

2

3742

22160.9

-

-

A

3

5139

2030.7

-

-

A

4

5400

129456.9

-

+

B

5

5497

15462.2

-

-

A

6

6335

85889.1

-

+

B

7

6370

94893.9

-

+

B

8

14652

2616.3

-

-

A

9

15278

2568.1

-

-

A

10

17633

38994.1

-

-

A

11

18712

3212.1

-

-

A

12

20746

2443.5

-

-

A

13

21677

2127.1

-

-

A

14

32493

4317.5

-

-

A

15

43296

7572.3

-

-

A

16

47056

5110.2

-

-

A

17

48059

10529.8

-

-

A

Продолжение табл. 14

1

2

3

4

5

6

18

61889

14317.1

-

-

A

19

70373

14075.5

-

-

A

20

90800

20382.3

-

-

A

21

91700

18085

-

-

A

22

95617

10467.7

-

`-

A

23

113170

18372.1

+

-

B

24

134133

13043.6

+

-

B

25

180173

37501.6

+

-

B

26

201201

50914.3

+

+

A

27

220865

64688

+

+

A

28

407013

114145.1

+

+

A

29

477390

123671.8

+

+

A

30

641474

356139

+

+

A

Итого

3099725

1414644,7

В нашем случае коэффициент Фехнера не имеет практической ценности, т. к. совпадение в 23 случаях, несовпадение в 7 случаях,

Кф = (23–7) / (23+7) = 0,533

Рассчитаем зависимость ВРП от численности занятого населения.

Примем за Х численность занятого населения.

Средняя численность составляет X = 10545,9 / 30 = 351,53 тыс. чел.

Y= 47154,8


Таблица 15. Зависимость ВРП от средней численности занятого населения

№ п/п

Численность занятого населения, тыс. чел.,

Х

ВРП, млн. руб.,

Y

Зависимость отклонений индивидуальных значений признака от средней

Совпадение (а)

или несовпадение (b)

Для Х

Для Y

1

9,9

14075.5

-

-

b

2

16,6

15462,2

-

-

a

3

21.4

50914.3

-

+

b

4

22.2

64688

-

+

b

5

26.3

18372.1

-

+

b

6

32.7

356139

-

+

b

7

58.7

13043.6

-

-

a

8

59.4

14317.1

-

+

b

9

62.5

114145.1

-

+

b

10

71.2

10467.7

-

-

a

11

84.3

2568.1

-

-

a

12

99.2

7572.3

-

-

a

13

117.4

94893.9

-

-

a

14

139.4

2616.3

-

-

a

15

156.8

5110.2

-

-

a

16

227.2

2127.1

-

-

a

17

241

10529.8

-

-

a

18

303.7

10529.8

-

-

a

19

333.4

3212.1

-

-

a

20

343.1

2568.1

-

-

a

21

395.5

18085

+

-

b

22

404.9

2443.5

+

-

b

23

471.7

18085

+

-

b

24

499.2

38994.1

+

-

b

25

610.4

20382.3

+

+

a

26

737.8

13043.6

+

-

b

27

767.8

5110.2

+

-

b

28

792

123671.8

+

+

a

29

1694

4317.5

+

-

b

30

1746.2

114145.1

+

+

a

Итого

1414644,7

Итог показывает, что совпадений 17, несовпадений – 13.

Кф = (17–13) / (17+13) = 0,133. Прямой зависимости между исследуемыми признаками не наблюдается.

356

*

300

250

200

150

*

*

100

*

*

70

*

*

60

*

50

*

40

*

30

*

20

*

*

15

*

*

*

*

*

10

9

8

*

7

*

6

5

*

5

*

3

*

2

*

**

1

*

5

15

30

45

60

80

100

130

150

200

250

300

350

400

450

500

550

600

640

График 5 Зависимость между ОФ и ВРП


Вывод. На графике видно, что наблюдается прямая корреляционная связь, при увеличении стоимости основных фондов, увеличивается валовой региональный продукт.

Построим график зависимости ВРП от средней численности занятого населения.

356

*

300

250

200

150

*

*

100

*

*

70

60

*

50

*

40

*

30

20

*

*

15

*

*

*

*

**

*

10

*

*

*

9

8

7

*

6

5

*

*

5

*

3

*

*

2

*

1

*

*

*

10

15

20

30

60

70

80

100

120

140

160

240

300

350

400

500

600

700

1700

График 6. Взаимосвязь ВРП от средней численности занятого населения


Вывод. По графику нельзя установить взаимосвязь между фактором и результативным признаком.

3. Линейный коэффициент корреляции взаимосвязи ВРП от ОФ r= 0,9896.

Взаимосвязь между численностью занятого населения и ВРП не наблюдается.


Задание №7

1. Выберем интервальный ряд из Статистического ежегодника «Россия в цифрах».

Таблица 16. Интервальный ряд динамики «Отправление грузов железнодорожным транспортом общего пользования за период 1990–2000 гг.»

Период

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

Отправлено грузов, млн. т

8,4

7,5

6,1

4,6

3,1

4,6

5,0

4,5

4,4

5,0

5,0

2. Изобразим графически динамику ряда на графике 7.

3.

8,5

8,0

7,5

7,0

6,5

Аналитич.

Выравнивание

6,0

5,5

Ср.скользящая

5,0

4,5

4,0

3,5

3,0

0

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

График 7. Динамика ряда


4. Рассчитаем абсолютные и относительные показатели динамики.

Абсолютный прирост:

- цепной Δ y ц i = yi yi - 1

yi , yi - 1 – соответственно данный и предыдущий уровень ряда

п – количество уровней динамического ряда

- базисный Δ y б i = yi y 1 .

Абсолютные базисные и цепные приросты связаны между собой:

Коэффициент (темп) роста

Коэффициентом роста называется относительная величина, выраженная в долях единицы (Кi ), та же самая величина, выраженная в процентах называется темпом роста (Тi ).

- цепной

- базисный

Цепные и базисные коэффициенты роста связаны между собой:


Коэффициент (темп) прироста

- цепной

-

- базисный

-

Коэффициенты прироста и роста связаны между собой зависимостью:

4. Данные занесем в таблицу


Таблица 17. Расчет абсолютных и относительных показателей динамики грузооборота

годы

Грузопо

ток, млн т

Абсолютное изменение, млн. т По сравнению с

Коэффициенты роста по сравнению

Темпы прироста (%) по сравнению

Абсолютное значение

1% прироста, тыс. т

Пункты роста,

%

уровнем 1990 г.

предшеств. годом

уровнем 1990 г.

предшеств. годом

уровнем 1990 г.

предшеств. годом

1990

8,4

-

-

-

-

-

-

-

-

1991

7,5

-0,9

-0,9

0,8929

0,8929

-10,71

-10,71

84,0

-10,71

1992

6,1

-2,3

-1,4

0,7262

0,8133

-27,38

-18,67

75,0

-16,67

1993

4,6

-3,8

-1,5

0,5476

0,7541

-45,24

-24,59

61,0

-17,86

1994

3,1

-5,3

-1,5

0,3690

0,6739

-63,10

-32,61

46,0

-17,86

1995

4,6

-3,8

+1,5

0,5476

1,4839

-45,24

+48,39

31,0

+17,86

1996

5,0

-3,4

+0,4

0,5952

1,0870

-40,48

+8,70

46,0

+4,76

1997

4,5

-3,9

-0,5

0,5357

0,9000

-46,43

-10,0

50,0

-5,95

1998

4,4

-4,0

-0,1

0,5238

0,9778

-47,62

-2,22

45,0

-1,19

1999

5,0

-3,4

+0,6

0,5952

1,1364

-40,48

+13,64

44,0

+7,14

2000

5,0

-3,4

-

0,5952

1,0

-40,48

-

-

-

За период 1990–2000 гг. произошло абсолютное уменьшение грузооборота на 3,4 млн. т, что составило уменьшение на 40,48%. Стабилизировалось положение после 1994 года, когда была достигнута минимальная точка ряда, прекратилось падение и наметился рост.

5. Вычислим средние показатели динамики

Средний уровень ряда определяется по формуле простой средней:

= (8,4+7,5+6,1+4,6+3,1+4,6+5,0+4,5+4,4+5,0+5,0) / 11 = 58,2/11 = 5,29 млн. т


Средний абсолютный прирост рассчитывается как средняя арифметическая из показателей скорости роста за отдельные промежутки времени:

= -3,4 / (11–1) = -0,34 млн. т

Средний коэффициент роста вычисляется по формуле средней геометрической из показателей коэффициентов роста за отдельные периоды:

= 10 √0,5952 = 0,9495

Средний коэффициент прироста

= 0,9495–1 = -0,0505

6. Произведем сглаживание ряда с помощью скользящей средней с интервалом из трех уровней. Скользящая средняя при α=3 вычисляется по формуле:

Данные занесем в таблицу

Таблица 18. Расчет средней скользящей

Годы

Грузооборот, млн. т

Скользящие суммы, млн. т

Скользящие средние, млн. т

1990

8,4

1991

7,5

22,0

7,3

1992

6,1

18,2

6,1

1993

4,6

13,8

4,6

1994

3,1

12,3

4,1

1995

4,6

12,7

4,2

1996

5,0

14,1

4,7

1997

4,5

13,9

4,6

1998

4,4

13,9

4,6

1999

5,0

14,4

4,8

2000

5,0

Расчетные данные укажем на графике 7.

Характер рассмотренного ряда динамики свидетельствует о понижательной тенденции.

При аналитическом выравнивании воспользуемся уравнением прямой у = b 0 + b 1 t

Где b0 = ∑у / n, b1 = ∑уt / ∑t2

Составим таблицу

Таблица 19. Аналитическое выравнивание ряда динамики

Годы

Грузооборот, млн. т

у

Усл. Обозначения периодов t

Уt

t2

Выровненные уровни ряда

1990

8,4

-5

-42

25

6,67

1991

7,5

-4

-30

16

6,39

1992

6,1

-3

-18,3

9

6,12

1993

4,6

-2

-9,2

4

5,84

1994

3,1

-1

-3,1

1

5,58

1995

4,6

0

0

0

5,29

1996

5,0

1

5,0

1

5,0

1997

4,5

2

9,0

4

4,74

1998

4,4

3

13,2

9

4,46

1999

5,0

4

20,0

16

4,19

2000

5,0

5

25,0

25

3,91

Итого

58,2

-30,4

110

58,2

b0 = 58,2/11 = 5,29

b1 = -30,4/110 = -0,276

Формула аналитического выравнивания у = 5,29 – 0,276 t

Подставляя условные значения t, получим выровненные уровни ряда динамики, проставим их на графике 7.


Задание №8

Статистический сборник «Россия в цифрах»

Таблица 20. Оборот розничной торговли, объем платных и бытовых услуг населению в Тамбовской области в 1998–2000 гг., млн. руб.

Наименование

1998

1999

2000

Оборот розничной торговли

6243

10720

13795

Объем платных услуг

1365

1830

2615

Объем бытовых услуг

294

416

563

Решение

1. Исчислим индивидуальные цепные индексы

Их получают сопоставлением текущих уровней с предшествующим.

Оборот розничной торговли:

Iорт1 = 10720/6243=1,717 или 171,7%

Iорт2 = 13795/10720 = 1,287 или 128,7%

Объем платных услуг:

Iопу1 = 1830/1365 = 1,341 или 134,1%

Iопу2 = 2615/1830 = 1,429 или 142,9%

Объем бытовых услуг:

Iобу1 = 416/294 = 1,415 или 141,5%

Iобу2 = 563/416 = 1,353 или 135,3%.

2. Исчислим сводные индексы показателей.

Таблица 21. Расчет сводных индексов показателей

Наименование

1998

1999

2000

Всего

Оборот розничной торговли

6243

10720

13795

7902

Объем платных услуг

1365

1830

2615

12966

Объем бытовых услуг

294

416

563

16973

I1 = 12966 / 7902 = 1,64 или 164%

I2 = 16973 / 12966 = 1,31 или 131%

3. Проверим правильность расчета сводных индексов, для этого рассчитаем удельные веса показателей в общем объеме.

1999 год (удельные веса 1998):

D орт 6243/7902 = 0,79

D опу 1365/7902 = 0,173

D обу 294/7902 = 0,037

Формула расчета:

I = ∑I I Di -1

I1 = 1,717 х 0,79 + 1,341 х 0,173 + 1,415 х 0,037 = 1,64 или 164%

2000 год (удельные веса 1999):

ОРТ 10720/12966 = 0,827

ОПУ 1830 / 12966 = 0,141

ОБУ 416 / 12966 = 0,032

I2 = 1,287 х 0,827 + 1,429 х 0,141 + 1,353 х 0,032 = 1,31 или 131%

В этом случае сводный индекс исчислен в средней арифметической форме.

4. Формула средней гармонической:

I =[∑ (d/i)] -1

1999 год (удельные веса 1999):

I 1 = (0,827/1,717+0,141/1,341 + 0,032/1,415) -1 = 0,61 -1 = 1,64 или 164%

2000 год (удельные веса 2000):

ОРТ 13795/16973 = 0,813

ОПУ 2615 / 16973 = 0,154

ОБУ 563 / 16973 = 0,033

I 2 = (0,813/1,287 + 0,154 / 1,429 + 0,033 / 1,353) -1 = 0,764 -1 = 1,31 или 131%.

Оценить/Добавить комментарий
Имя
Оценка
Комментарии:
Где скачать еще рефератов? Здесь: letsdoit777.blogspot.com
Евгений08:05:14 19 марта 2016
Кто еще хочет зарабатывать от 9000 рублей в день "Чистых Денег"? Узнайте как: business1777.blogspot.com ! Cпециально для студентов!
08:25:49 29 ноября 2015

Работы, похожие на Контрольная работа: Статистические наблюдения по валовому региональному продукту автономных образований России

Назад
Меню
Главная
Рефераты
Благодарности
Опрос
Станете ли вы заказывать работу за деньги, если не найдете ее в Интернете?

Да, в любом случае.
Да, но только в случае крайней необходимости.
Возможно, в зависимости от цены.
Нет, напишу его сам.
Нет, забью.



Результаты(149982)
Комментарии (1829)
Copyright © 2005-2016 BestReferat.ru bestreferat@mail.ru       реклама на сайте

Рейтинг@Mail.ru