Автор работы: Пользователь скрыл имя, 03 Декабря 2012 в 17:45, курсовая работа
Статистика – это наука, изучающая количественную сторону массовых общественных явлений в неразрывной связи с качественной стороной этих явлений, с их социально-экономическим содержанием.
Ответом на подобные вопросы являются данные о размерах общественных примеров – статистические данные. Эти данные и разрабатываются общественной наукой – статистикой.
Целью моей курсовой работы является приобретение навыков по расчету и анализу обобщающих статистических показателей.
Введение………………………………………………………………………..3
1. Абсолютные, относительные, средние величины, показатели вариации, ряды распределения, корреляционно-регрессионный анализ………………5
1.1.Группировка статистических данных………………………………….....6
1.2.Относительные величины………………………………………………....8
1.3.Графическое изображение статистических данных………………….....11
1.4.Средние величины………………………………………………………...15
1.5.Показатели вариации……………………………………………………..22
1.6.Дисперсионный анализ…………………………………………………...26
1.7.Кривые распределения……………………………………………………30
1.8.Анализ ряда распределения………………………………………………33
1.9.Аналитическая группировка……………………………………………..39
1.10.Корреляционно-регрессионный анализ………………………………..41
2. Ряды динамики…………………………………………………………….48
2.1.Показатели ряда динамики……………………………………………....49
2.2.Графическое изображение данных………………………………………55
2.3.Аналитическое выравнивание показателей ряда динамики…………..56
2.4.Графическое изображение прогноза…………………………………....59
2.5.Оценка прогноза…………………………………………………………59
3. Индексы…………………………………………………………………...62
3.1.Индивидуальные индексы потребительских цен……………………...63
3.2.Графическое изображение цепных и базисных индексов…………….65
Заключение…………………………………………………………………..66
Список литературы……………
Графики уровней ряда, темпов роста и темпов прироста приведены на рис.2.1, 2.2, 2.3.
Условные обозначения:
у – площадь жилищ, м
Рисунок. 2.1. График уровней ряда
Условные обозначения:
y – темпы роста.
Рисунок. 2.2. График темпов роста (цепной и базисный)
y – темпы прироста.
Рисунок.2.3. График темпов прироста (цепной и базисный)
Для полного анализа ряда динамики необходимо провести аналитическое выравнивание. Аналитическое выравнивание состоит в подборе для данного ряда динамики теоретической кривой, выражающей основные черты фактической динамики, т.е. в подборе теоретической плавной кривой, наилучшим образом описывающей эмпирические данные.
Произведем аналитическое выравнивание по параболе, которая в общем виде имеет вид: у = ао + а1 t+а t . Для нахождения параметров уравнения нужно решить систему нормальных уравнений:
Для решения воспользуемся данными, рассчитанными в таблице 2.3.
Таблица 2.3- Данные для нахождения параметров уравнения у =
t |
Код строки |
y |
t2 |
yt |
yt |
(yt-у)2 |
уэ-ут |
t |
А |
Б |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
-9 |
1 |
13,1 |
81 |
-117,9 |
13,11 |
0,0001 |
-0,01 |
6561 |
-8 |
2 |
13,5 |
64 |
-108 |
13,58 |
0,0064 |
-0,08 |
4096 |
-7 |
3 |
14 |
49 |
-98 |
14,01 |
0,0001 |
-0,01 |
2401 |
-6 |
4 |
14,5 |
36 |
-87 |
14,4 |
0,01 |
0,1 |
1296 |
-5 |
5 |
15 |
25 |
-75 |
14,75 |
0,0625 |
0,25 |
625 |
-4 |
6 |
15,4 |
16 |
-61,6 |
15,06 |
0,1156 |
0,34 |
256 |
-3 |
7 |
15,5 |
9 |
-46,5 |
15,33 |
0,0289 |
0,17 |
81 |
-2 |
8 |
15,6 |
4 |
-31,2 |
15,56 |
0,0016 |
0,04 |
16 |
-1 |
9 |
15,7 |
1 |
-15,7 |
15,75 |
0,0025 |
-0,05 |
1 |
1 |
10 |
15,8 |
1 |
15,8 |
16,01 |
0,0441 |
-0,21 |
1 |
2 |
11 |
15,9 |
4 |
31,8 |
16,08 |
0,0324 |
-0,18 |
16 |
3 |
12 |
15,8 |
9 |
47,4 |
16,11 |
0,0961 |
-0,31 |
81 |
4 |
13 |
16,4 |
16 |
65,6 |
16,1 |
0,09 |
0,3 |
256 |
5 |
14 |
15,4 |
25 |
77 |
16,05 |
0,4225 |
-1,1 |
625 |
6 |
15 |
15,6 |
36 |
93,6 |
15,96 |
0,1296 |
-0,36 |
1296 |
7 |
16 |
15,8 |
49 |
110,6 |
15,83 |
0,0009 |
-0,03 |
2401 |
8 |
17 |
15,9 |
64 |
127,2 |
15,66 |
0,0576 |
0,24 |
4096 |
9 |
18 |
15,9 |
81 |
143,1 |
15,45 |
0,2025 |
0,45 |
6561 |
Итого |
19 |
274,8 |
570 |
71,2 |
274,8 |
-0,45 |
30666 |
Решаем систему:
Таким образом: .
Значит, мы можем сделать прогноз развития показателя. Так, в 2003 году средняя площадь жилищ составит:
y =15,9+0,13*10-0,02*100=15,2м .
Для нахождения интервала колебания значения изучаемого явления необходимо определить среднеквадратическую ошибку отклонений расчетных уровней ряда от фактических по формуле:
где - уровни эмпирического ряда;
– средняя эмпирического ряда;
- среднее квадратическое отклонение;
- число периодов;
-число параметров уравнения (для параболы-3).
Величина доверительного интервала определяется по формуле: ,
где t – 2.
Тогда получаем следующий прогнозный интервал:
Средняя площадь жилищ в 2003 году составит ;
м .
.
2.4 Графическое изображения прогноза
Построим прогноз на графике:
Условные обозначения:
Рисунок. 2.4.Прогноз на 2003 год по площади жилищ.
В 2003 году средняя площадь жилищ может составить в пределах от 13,27 до 17,13
а) Оценим качество полученной модели по критерию нулевого среднего по формулам:
, (2.17)
, (2.18)
где - среднее значение остатка;
d – остаток;
у – эмпирическое значение показателя;
уt – теоретическое значение показателя;
n – число периодов.
Так как значение среднего остатка не равно нулю, то модель неадекватна по критерию нулевого среднего.
б) Оценим качество модели по критерию Дарбина-Уотсона по формуле:
, (2.19)
где D – коэффициент Дарбина-Уотсона;
di – остаток i-го периода;
di-1 – остаток i-1-го периода.
Таблица 2.5.- Расчет коэффициента Дарбина-Уотсона
Годы |
Код строки |
у |
Остаток d |
|||
А |
Б |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
1985 |
1 |
13,1 |
-0,01 |
0,0001 |
- |
- |
1986 |
2 |
13,5 |
-0,08 |
0,0064 |
-0,07 |
0,0049 |
1987 |
3 |
14 |
-0,01 |
0,0001 |
0,07 |
0,0049 |
1988 |
4 |
14,5 |
0,1 |
0,01 |
0,11 |
0,0121 |
1989 |
5 |
15 |
0,25 |
0,0625 |
0,15 |
0,0225 |
1990 |
6 |
15,4 |
0,34 |
0,1156 |
0,09 ,0 |
0,0081 |
1991 |
7 |
15,5 |
0,17 |
0,0289 |
-0,17 |
0,0289 |
1992 |
8 |
15,6 |
0,04 |
0,0016 |
-0,13 |
0,0169 |
1993 |
9 |
15,7 |
-0,05 |
0,0025 |
-0,09 |
0,0081 |
1994 |
10 |
15,8 |
-0,21 |
0,0441 |
-0,16 |
0,0256 |
1995 |
11 |
15,9 |
-0,18 |
0,0324 |
0,03 |
0,0009 |
1996 |
12 |
15,8 |
-0,31 |
0,0961 |
-0,13 |
0,0169 |
1997 |
13 |
16,4 |
0,3 |
0,09 |
0,61 |
0,3721 |
1998 |
14 |
15,4 |
-1,1 |
1,21 |
-1,04 |
1,96 |
1999 |
15 |
15,6 |
-0,36 |
0,1296 |
0,74 |
0,5476 |
2000 |
16 |
15,8 |
-0,03 |
0,0009 |
0,33 |
0,1089 |
2001 |
17 |
15,9 |
0,24 |
0,0576 |
0,27 |
0,0729 |
2002 |
18 |
15,9 |
0,45 |
0,2025 |
0,21 |
0,0441 |
Итого |
19 |
274,8 |
-0,45 |
2,09 |
3,2554 |
Коэффициент Дарбина-Уотсона равен 2, что подтверждает хорошее качество модели.
в) Оценим качество модели по методу серий.
Медиана равна:
Количество серий определяется по количеству одинаковых групп знаков:
Таким образом, получаем 9серии (N=9).
Рассчитаем критическую длину серий и критическое число серий по формулам:
где Nкр – критическое число серий;
Lкр – критическая длина серий;
n – число уровней ряда.
Так как N >Nкр, значит прогнозная линия выбрана качественно.
Длина серий – это максимальное значение одинаковых знаков в серии:
Lфакт=4
Так как, следовательно, прогнозная линия выбрана качественно.
В статистике
под индексом понимается
Экономические
индексы – это относительные
показатели динамики
В результате статистического наблюдения получены данные о курсе EUR в 2002 году
Таблица 3.1- Курс ЕUR в 2002 г.
Период |
Курс EUR |
15.05 |
35.588 |
16.05 |
35.4349 |
17.05 |
35.2025 |
20.05 |
36.1567 |
21.05 |
36.0425 |
Вычислим неизвестный курс EUR (с 17.05 по 20.05) по формулам:
где iср – средний индекс цен;
p20, p17 – цена 20.05 и 17.05;
pi – цена в i-ом периоде;
pi-1 – цена в (i-1)-ом периоде.
Получаем:
Период |
Курс EUR |
15.05 |
35,588 |
16.05 |
35,4349 |
17.05 |
35,2025 |
18.05 |
35,5193 |
19.05 |
35,839 |
20.05 |
36,1567 |
21.05 |
36,0425 |
3.1 Индивидуальные индексы курса EUR
Для более полного анализа изменения курса EUR в исследуемый период необходимо рассчитать базисные индексы цен.
Базисный индекс цен рассчитывается по формуле:
(3.2)
где iбаз – базисный индекс цен;
р0 - цена в базисном периоде;
рi-1 – цена в предыдущем периоде.
Цепной индекс цен:
где iцеп – цепной индекс цен;
рi – цена в i-ом периоде.
Рассчитанные базисные и цепные индексы представлены в табл. 3.2.
Таблица 3.2- Базисный курс и цепной EUR в 2002 г.
Период |
Код строки |
Цепной индекс цен |
Базисный индекс цен |
А |
Б |
1 |
2 |
15.05 |
1 |
- |
- |
16.05 |
2 |
0,9957 |
0,9957 |
17.05 |
3 |
0,9935 |
0,9892 |
18.05 |
4 |
1,0090 |
0,9981 |
19.05 |
5 |
1,0090 |
1,0071 |
20.05 |
6 |
1,0089 |
1,016 |
21.05 |
7 |
0,9959 |
1,0128 |
3.2 Графическое изображение цепных и базисных индексов
Полученные данные изображены графически на рис. 3.1.
Рисунок. 3.1. Цепные и базисные индексы цен по курсу EUR в 2002г.
Анализ динамики индексов цен на промышленные товары в 2002 году позволил сделать вывод о том, что к концу 2002 года наметилась тенденция повышения темпов роста цен. Было выявлено, что наименьший рост цен на промышленные товары наблюдается 17,05, а наибольший – 20,05.2002 года.
В результате произведенного исследования показателей групп работников по уровню средней зарплаты и стажа по специальности можно сделать следующие выводы:
Наибольшую
долю занимают группы работнико
Наибольшую долю занимают группы работников с уровнем стажа по специальности 15-20лет, которые составляют 30,8% от общего числа, наименьшую – группы работников с уровнем стажа по специальности 25-30лет, составляющие 7,4%.
Средний уровень зарплаты групп работников составляет 5717,65р Средний уровень стажа по специальности групп работников составляет – 17,154лет.
Среднее
линейное отклонение
Среднее квадратическое отклонение для групп работников по средней зарплате для несгруппированного признака составляет 381,267р., для сгруппированного признака – 385,6р.
Среднее квадратическое отклонение для групп работников по стажу по специальности для несгруппированного признака составляет 5,53лет, для сгруппированного признака – 5,8лет.
Совокупность групп работников по средней зарплате однородна.
Совокупность групп работников по стажу по специальности однородна.
Связь между признаками прямая (так как r>0), тесная (так как r близок к 1).
При изучении динамики площади жилищ, приходящиеся в среднем на одного жителя в сельской местности получилось 15,31м . В 2003 году средняя площадь жилищ может составить в пределах от 13,27 до 17,13
Площадь жилищ с каждым годом увеличивался на 1,2%.
Площадь жилищ на душу населения ежегодно увеличивалось и достигло своего максимума в 1997 году. Затем в 1998 году снова уменьшилось, и к 2002 году составила 15,9м . Средний ежегодный прирост составил за анализируемый период 0,17м , общая площадь жилищ за данный отрезок времени возросло на 1,2%.
В 2003 году средняя площадь жилищ составит:
y =15,9+0,13*10-0,02*100=15,2м .
Анализ динамики индексов цен на промышленные товары в 2002 году позволил сделать вывод о том, что к концу 2002 года наметилась тенденция повышения темпов роста цен. Было выявлено, что наименьший рост цен на промышленные товары наблюдается 17,05, а наибольший – 20,05.2002 года.
Информация о работе Расчет и анализ обобщающих статистических показателей