Федеральное государственное образовательное учреждение высшего профессионального




страница1/15
Дата04.05.2016
Размер0.94 Mb.
  1   2   3   4   5   6   7   8   9   ...   15


ФЕДЕРАЛЬНОЕ ГОСУДАРСТВЕННОЕ ОБРАЗОВАТЕЛЬНОЕ

УЧРЕЖДЕНИЕ ВЫСШЕГО ПРОФЕССИОНАЛЬНОГО

ОБРАЗОВАНИЯ
ИЖЕВСКАЯ ГОСУДАРСТВЕННАЯ

СЕЛЬСКОХОЗЯЙСТВЕННАЯ АКАДЕМИЯ

Кафедра Экономики АПК

Мухина И.А.


Методические указания и задания к контрольной работе

по дисциплине
СТАТИСТИКА
для слушателей факультета повышения квалификации по специальностям

«Экономика и управление на предприятии»,

«Бухгалтерский учет, анализ и аудит»

Ижевск 2007


УДК 311 (076)

ББК 60.6


М 90

Учебно-методическое пособие утверждено и рекомендовано для печати кафедрой экономики АПК (протокол № от ), методической комиссией экономического факультета (протокол № от ), редакционно-издательским советом ФГОУ ВПО Ижевской ГСХА

Рецензенты:

декан экономического факультета, доцент кафедры Экономики АПК Ижевской ГСХА, к.э.н. Марковина Е.В.;

доцент кафедры Экономического анализа и статистики Ижевской ГСХА,

к.э.н. Александрова Е.В.

Учебно-методическое пособие написано в соответствии с программой курса «Статистика» для студентов экономических специальностей. Представлены методические рекомендации по подготовке контрольной работы, для решения каждой задачи приводятся расчеты и необходимые правила оформления результатов. Пособие рекомендовано для студентов заочной формы обучения экономического факультета, факультета непрерывного профессионального образования, а также слушателей факультета повышения квалификации.



©

Мухина И.А.

©

ФГОУ ВПО Ижевская государственная сельскохозяйственная академия,

г. Ижевск


Содержание




Методические указания по выполнению контрольной работы 5

Вариант 1 17

Вариант 2 18

Вариант 3 20

Вариант 4 21

Вариант 5 23

Вариант 6 24

Вариант 7 26

Вариант 8 28

Вариант 9 29

Вариант 10 31

Вариант 11 32

Вариант 12 35

Вариант 13 37

Вариант 14 40

Вариант 15 42

Литература 44

Методические указания по выполнению контрольной работы

В соответствии с учебным ланом специальностей «Экономика и управление на предприятии», «Бухгалтерский учет, анализ и аудит» студенты выполняют контрольную работу по дисциплине «Статистика». Основная цель – глубоко изучить важнейшие методологические вопросы, проверить умение студента применять на практике основные положения теории статистики, приобрести навыки в расчетах статистических показателей, построении и оформлении статистических таблиц и графиков, научиться понимать экономический смысл исчисленных показателей, анализировать их, грамотно формулировать выводы.



Изучение курса "Статистика" должно быть тесно связано с рассмотрением работы органов государственной статисти­ки, поэтому необходимо пользоваться статистическими сборниками и бюллетенями Госкомстата России.

Контрольная работа представлена в шестнадцати вариантах, номер варианта студенту назначается преподавателем.

Приступая к выполнению контрольной работы, необходимо оз­накомиться с соответствующими разделами программы курса и ме­тодическими указаниями, изучить литературу. Особое внимание нужно обратить на методы построения, технику расчета и экономи­ческий смысл статистических показателей.

Далее следует предварительно наметить схему решения каждой задачи, составить макет статистической таблицы, куда будут занесе­ны исчисленные показатели. При составлении таблицы необходимо дать ей общий заголовок, отражающий краткое содержание легенды таблицы, а также заголовки по строкам и графам, указав при этом единицы измерения, итоговые показатели.

Требования по выполнению контрольной работы:

1. Контрольная работа должна быть выполнена и представлена в срок, установленный преподавателем.



  1. Работа должна быть зарегистрирована.

  2. В начале работы должен быть указан номер варианта работы.

  3. Задачи нужно решать в том порядке, в каком они даны в задании.

5. Решение задач следует сопровождать необходимыми формулами, развернутыми расчетами и краткими пояснениями. Если имеется несколько методов расчета того или иного показателя, надо применять наиболее простой из них, указав при этом другие способы решения.

В процессе решения задач нужно проверять производимые расчеты, пользуясь взаимосвязью между исчисляемыми показа­телями и обращая внимание на экономическое содержание послед­них. Задачи, к которым даны ответы без развернутых расчетов, по­яснений и кратких выводов, будут считаться нерешенными.

Решение задач следует по возможности оформлять в виде таблиц.

В конце решения каждой задачи необходимо четко сформулиро­вать выводы, раскрывающие экономическое содержание и значение исчисленных показателей.

Все расчеты относительных показателей нужно производить с принятой в статистике точностью до 0,001, а проценты - до 0,1.

6. Выполненная контрольная работа должна быть оформлена аккуратно, написана разборчиво, чисто без помарок и зачеркиваний. Запрещается произвольно сокращать слова (до­пускаются лишь общепринятые сокращения). Все приводимые таб­лицы нужно оформлять в соответствии с правилами, принятыми в статистике.

Страницы работы должны быть пронумерованы, и иметь достаточно широкие поля для замечаний рецензента и исправле­ний (дополнений), вносимых студентом после рецензирования.



  1. В конце работы следует привести список использованной литературы (автор, название учебника, главы, параграфа, стра­ницы). Работа должна быть подписана студентом с указанием даты ее выполнения.

  2. При удовлетворительном выполнении работа оценивается
    «допущена к собеседованию». После успешного прохож­дения собеседования студент получает зачет по работе и допускает­ся к экзамену.

Студенты, представившие на проверку неудовлетворительные работы, выполняют работу заново с учетом замечаний рецен­зента. Если студент не может самостоятельно выполнить контроль­ную работу или какую-то её часть, следует обратиться на кафедру за консультацией.

Каждый вариант контрольной работы состоит из 6 задач по наи­более важным разделам общей теории статистики и социально-экономической статистики.


Задача 1 составлена на выполнение аналитической группиров­ки статистических данных. Группировка представляет собой рас­членение всей массы единиц изучаемой совокупности, полученной в результате проведения статистического наблюдения, на однородные группы и подгруппы. Затем определяется интервал группировки и строится итоговая групповая аналитическая таблица по следующему макету:

Группировка единиц по величине факторного признака с равными интервалами



№ гр.

Группы по величине факторного признака

Число единиц в группе

Величина факторного признака всего по группе

Средняя величина факторного признака по группе

Величина результа-тивного признака по группе

Средняя величина результативного признака по группе






















В соответствии с условием задачи таблицу можно дополнить необходимыми показателями. Необходимо дать анализ полученным средним и итоговым показателям и сформулировать вывод.
Задача 2 составлена на применение средней арифметической взвешенной или средней гармонической взвешенной, а также на вычисление показателей вариации.

Вид средней выбирается на основе исходной статистической информации и экономического содержания показателя.



Средняя гармоническая взвешенная применяется в тех случаях, когда известна величина признака (Хi) и величина объема варьирующего признака (Xifi) для каждой единицы совокупности, а значения частот (fi) неизвестны.

Если в условии задачи даны показатели урожайности и валового сбора по каждому хозяйству, то средняя урожайность будет исчислена по формуле средней гармонической взвешенной:



 W

= ———

W

 —


X

где Х – урожайность по каждому хозяйству;

W – валовой сбор по каждому хозяйству (Х • f = W).

Нужно помнить, что средняя арифметическая взвешенная применяется в тех случаях, когда известна величина признака Хi и частота его проявления у каждой единицы совокупности fi (в зависимости от условия частота может быть заменена на частность). Например, средняя урожайность на одно хозяйство представляет собой отношение валового сбора по всем хозяйствам к посевной площади всех хозяйств. Если в условии задачи имеются данные по каждому хозяйству об урожайности и посевной площади, то средняя урожайность будет рассчитываться по формуле средней арифметической взвешенной:

Xf

= ———,

f

где – средняя урожайность по одному хозяйство;

Х – урожайность по каждому хозяйству;

f – посевная площадь по каждому хозяйству;

Xf – валовой сбор по каждому хозяйству.


Аналогичен подход к расчету других средних показателей: цены, затрат времени, процента выполнения плана, товарооборота и т.д.

Система показателей, с помощью которой вариация измеряется, характеризуются ее свойства.

Наиболее простым является расчет показателя размаха вариации R как разницы между максимальным и минимальным значениями признака:

R = X maxXmin

Более строгими характеристиками являются показатели относительно среднего уровня признака. При вычислении показателей вариации необходимо учесть, что если средние показатели были вычислены по формулам арифметической или гармонической взвешенных, то и отклонения от средней также должны вычисляться по формулам взвешенного линейного отклонения, взвешенного квадрата отклонений, взвешенного среднего квадратического отклонения. Простейший показатель такого типа – среднее линейное отклонение как среднее арифметическое значение абсолютных значений отклонений признака от его среднего уровня:



| X i|

= —————

n

| X i| f

= —————

f



Показатель среднего линейного отклонения нашел широкое применение на практике. С его помощью анализируются ритмичность производства, состав работающих, равномерность поставок материалов. Однако, в статистике наиболее часто для измерения вариации используют показатель дисперсии – средней арифметической квадратов отклонений каждого значения признака от средней арифметической.

i)2

2 = 



n

i)2 f

2 = –

f


Дисперсию можно определить и как разность между средним квадратом вариантов признака и квадратом их средней величины:

2 = 2 – ()2



X2f

2 = ——— – ()2

f


Показатель , равный 2, называется средним квадратическим отклонением. Рассмотренные показатели не всегда пригодны для сравнительного анализа вариации нескольких совокупностей в силу различия абсолютных величин. Для характеристики степени однородности совокупности, типичности, устойчивости средней, а также для других статистических оценок применяется коэффициент вариации, являющийся относительной величиной, выраженной в форме процентов.

= –– 100%



Как относительная величина коэффициент вариации абстрагирует различия абсолютных величин и дает возможность сравнивать степень вариации разных признаков, разных совокупностей. Чем больше коэффициент вариации, тем менее однородна совокупность и тем менее типична средняя, тем менее она характеризует изучаемое явление.


Задача 3 составлена на вычисление и усвоение аналитических показателей анализа динамических рядов.

Для выражения изменений уровней ряда динамики в абсолютных величинах вычисляется показатель абсолютного прироста Y. Он показывает, на сколько единиц увеличивался (или уменьшился) уровень по сравнению с базисным, то есть за определенный период времени. Абсолютный прирост определяется как разность между уровнем изучаемого периода Yi и уровнем, принимаемым за базу сравнения.

Y = Yi – Yб

Абсолютные приросты могут быть цепными и базисными. При определении цепных абсолютных приростов Yu за базу сравнения принимается уровень предыдущего периода Yi–1, и расчет абсолютных приростов производится по формуле:

Yц = Yi –Yi – 1

При определении базисных абсолютных приростов Yб за базу сравнения принимается постоянный уровень.

Yб = Yi –Yб

Для суждения о среднем изменении абсолютных Yц приростов вычисляется показатель средний абсолютный прирост Y. Он может быть вычислен по цепным абсолютным приростам, базисным абсолютным приростам или уровнем ряда:

Yц

= ———, m = n – 1,



m

где m – число интервалов в ряду динамики;

Yбn Yn Yб

= ——, или = ———,



m m

Относительными показателями динамики являются темпы роста «К» и темпы прироста «К».



Коэффициент роста показывает, во сколько раз увеличился уровень по сравнению с базисным или предыдущим уровнем. Он определяется как отношение уровня изучаемого периода к уровню, принятому за базу сравнения:

Yi

К = –––

Yб

Темп роста вычисляется в процентах и представляет собой произведение коэффициента роста на 100% и все преобразования коэффициентов роста сохраняются и для темпов роста.

При вычислении цепных коэффициентов роста за базу сравнения принимается уровень предыдущего периода:



Yi

Кц = –––––

Yi– 1

При вычислении базисных коэффициентов роста за базу сравнения принимают постоянный уровень (как правило, уровень самого раннего периода).



Yi

Кб = –––

Yб
Между цепными и базисными коэффициентами роста существует определенная взаимосвязь: произведение последовательных цепных коэффициентов роста равно базисному коэффициенту роста за весь соответствующий период:

ПКц = Кб П – знак произведения

Соблюдается связь (через коэффициенты).

Для определения среднегодового коэффициента роста используется формула средней геометрической:

= m ПКц ,

где ПКц – произведение цепных темпов роста в коэффициентах;



m – число цепных темпов роста (n – 1).

Если при определении темпов прироста «К» предварительно были исчислены темпы роста «Тр», то темпы прироста можно рассчитать по формуле:

К = К – 1 или Тпр % = Тр% – 100%.

Для средних темпов роста и прироста сохраняет силу та же взаимосвязь, имеющая место между обычными темпами роста и прироста:

= – 1 и  = – 100%.

Показатель абсолютного значения одного процента прироста «А%» определяется как отношение в каждом периоде абсолютного прироста Yц к темпу прироста Кц. Расчет этого показателя имеет экономический смысл только на цепной основе:

Yц



А% = ––––– .

Кц %

При разных уровнях явления абсолютное значение 1% является разной величиной.

Аналитическое выравнивание ряда состоит в отыскании аналитической формулы кривой, которая наиболее точно отражала бы основную тенденцию изменения уровней в течение периода. Расчетные уровни определяют на основе уравнения соответствующей кривой, параметры которой находят способом наименьших квадратов. Уравнение, выражающее уровни ряда динамики в виде некоторой функции времени, называют трендом. В зависимости от характера динамики выравнивание производят с использованием различных функций (линейной, показательной, логарифмической, параболы и т.д.). Обоснование выбора формы кривой для выравнивания представляет самостоятельную важную задачу анализа ряда динамики.

Аналитическое выравнивание ряда динамики позволяет выявить более четким направление основной тенденции.

Абсолютным показателем отклонения фактических уровней от тренда является среднее квадратическое отклонение :

(Yt – Y)2

= —————.



n

Относительной мерой колеблемости служит модифицированный коэффициент вариаций :



% = —— 100%

Показателем надежности полученных теоретических уровней Yt является эмпирическое корреляционное отношение:



~

(Yt – Y)2

= 1 – ————— ,

 (Y – )2

~

где Yt теоретические уровни ряда, согласно полученному тренду;



Y фактические значения уровня динамического ряда;

– средний уровень фактического динамического ряда.

Чем ближе эмпирическое корреляционное отношение к 1, тем надежнее рассчитанное уравнение, и в этом случае его можно использовать для получения значения уровня будущего периода динамического ряда (экстраполировать).

Рассмотрим технику выравнивания ряда по уравнению прямой. Параметры а0 и а1 искомой прямой определяются по методу наименьших квадратов. Составляется система нормальных уравнений:

а0n + a1 t = Y

а0t + а1t2 =t

где t – порядковый номер интервала или момента времени.

Расчет параметров а0 и а1 упрощается, если за начало отсчета

t = 0 принять центральный интервал или момент. Тогда t = 0, и система уравнений примет вид:










Y

Yt

а0n = Y

а1t2 = Yt

Отсюда:

а0 = ——–;

а1 = —— .










n

t2

Аналитическое выравнивание ряда динамики позволяет выявить более четким направление основной тенденции.

Абсолютным показателем отклонения фактических уровней от тренда является среднее квадратическое отклонение :

(Y – Yt)2

= —————.



n

Относительной мерой колеблемости служит модифицированный коэффициент вариаций :



% = —— 100%

Для расчета параметров уравнения и проверки надежности уравнения необходимо построить вспомогательную таблицу:


Исходные данные для расчета параметров линейной зависимости

Год







 




У

t

t2

Y • t

Y t

(Y – Yt)2

( – Y)2
























Задача 4 составлена на усвоение индексного анализа динамики статистических показателей, состоящих из элементов, напосредственно не поддающихся суммированию и представляющих сложные социально-экономические явления.

Общий или агрегатный индекс состоит из: 1) индексируемой величины, характер изменения которой определяется; 2) соизмерителя, который называется весом. Для исчисления общих индексов необходимо привести их составные части к сопоставимому виду, когда веса в числителе и знаменателе берутся одинаковыми.

Общий индекс цен:

p1q1

Iq = ———,

p0q1

где p1 и p0 – цена единицы продукции в отчетном и базисном периодах.

Применение следующего индекса дает возможность оценить изменения физического объема продаж при сохранении цен неизменными, т.е. не оказывающими влияние на динамику объема продаж.

Общий индекс физического объема товарооборота:

q1p0



Iq = ———,

q0p0

Необходимо уяснить правило выбор веса для качественных (себестоимость, цена, урожайность и т.д.) и количественных (количество произведенной, проданной продукции, посевная площадь и т.д.) признаков при построении агрегатной формы общих индексов. Индексы объемных показателей рассчитываются по весам качественных показателей базисного периода. Индексы качественных показателей – по весам объемных показателей отчетного периода.

В общем индексе стоимости товарооборота сопоставляются два стоимостных показателя – товарообороты отчетного и базисного периодов, поэтому индексируются оба элемента показателя.

Общий индекс стоимости товарооборота:

p1q1



Ipq = ——–,

p0q0

Между индексами существует взаимосвязь:

Ipq = IpIq
Средний арифметический и средний гармонический индексы

Практическое их применение зависит от исходной статистической информации. Если у исходного агрегатного индекса условная величина у исходного агрегатного индекса в числителе, то преобразуем в среднеарифметическую форму. Преобразование происходит за счет индивидуального индекса исследуемого показателя.

Например, в индексе цен в знаменателе находится условная величина товарооборота отчетного периода по ценам базисного периода, поэтому в результате получаем среднегармонический индекс.


P1q1

Ip = ——– ;

P0p1



P1

ip = —– 

P0

P1q1

Ip = —–————

P1q1

———


ip

Агрегатный индекс физического объема содержит в числителе условный товарооборот отчетного периода в ценах базисного периода, поэтому можно преобразовать его в среднеарифметический индекс:

q1P0

I q = ——–– ;

q0P0



q1

i q = —– 

q0

iqq0P0

I q = ———–.

q0P0



Индексы переменного, постоянного состава и структурных сдвигов

Применение этих индексов служит анализа динамики среднего уровня качественного показателя. Необходимость расчета этих индексов возникает в том случае, когда динамика средних показателей отражает не только изменение осредняемого признака, но и изменение структуры совокупности.

На основе данных о цене деревообрабатывающего станка Masters фирмами города Москвы и количестве реализованного объема рассмотрим изменение средней цены.

Индекс переменного состава – это отношение средних величин качественного показателя. Например, индекс переменного состава имеет вид:



1

Ipпер = —

0

P1q1

= ——–– :

q1



P0q0

——–– .


q0

Индекс переменного состава отражает динамику среднего показателя как за счет индексируемой величины, так и за счет изменения весов по которым взвешивается средняя.

Чтобы исключить влияние изменения структуры совокупности на динамику средних величин, можно для двух периодов рассчитать средние по одной и той же структуре. Такие средние называются стандартизованными, а их отношение представляет собой индекс фиксированного состава:



P1q1

Ipфикс = —–—–

q1



P0q1

: ——–

q1



P1q1

= ——–– = 1 : усл

P0q1


Этот индекс отражает динамику среднего показателя только за счет изменения индексируемой величины (при фиксировании весов на уровне отчетного периода).

Индекс структурных сдвигов отражает динамику среднего показателя лишь за счет изменения весов (при фиксировании индексируемой переменной на уровне базисного периода):



P0q1

Ipстр.сдв = —–—

q1



P0q0

: ——–

q0


= усл : 0



Между рассмотренными индексами существует следующая взаимосвязь:

Ipпер.сост = Ipфикс.состIpстр.сдв
Задача 5 составлена на вычисление уравнения взаимосвязи между исследуемыми признаками (факторным и результативным) и ее оценки при помощи парного (линейного) коэффициента корреляции, коэффициента детерминации и эмпирического корреляционного отношения.

Теснота связи при линейной зависимости измеряется с помощью линейного коэффициента корреляции:



____

xi yii i

r = ——————————————–

—————————————




xi2

—— – ()2



n

yi2

• —— – ()2



n

При линейной и нелинейной зависимости между признаками теснота связи между результативным и факторным признаками, определяется с помощью эмпирического корреляционного отношения, которое рассчитывается по формуле:

2Yx

= —— ,

2Y

где 2Yx – вариация результативного признака под влиянием

фактора «Х» (межгрупповая дисперсия);

2Y – вариация результативного признака под влиянием всех факторов (общая дисперсия).

Исходя из правила сложения дисперсии:

2общая = 2межгрупповая + 2внутригрупповая

Теоретическое корреляционное отношение можно рассчитать двумя способами:



~

2Yx  (Yxx) 2

= —— = ————— ,

2Y  (Y – )2

———————

 (Y –Yx) 2

= 1————



 (Y – )2

~

где Ух – расчетные значения результативного признака;



х – средняя из расчетных значений результативного признака;

У – эмпирические (заданные) значения результативного признака;



– средняя из эмпирических значений результативного признака.

Чем ближе корреляционное отношение к 1, тем связь между признаками теснее, тем точнее полученная модель (уравнение регрессии) описывает эмпирические данные.

Подкоренное выражение в теоретическом корреляционном отношении называется коэффициентом детерминации:

2Yx



D = ——

2Y

Коэффициент детерминации показывает долю вариации результативного признака «У» под влиянием признака фактора «Х».
Задача 6 направлена на решение практических расчетов показателей социально-экономических явлений, которые опираются на использование формул, представленных ранее.

  1   2   3   4   5   6   7   8   9   ...   15


База данных защищена авторским правом ©ekonoom.ru 2016
обратиться к администрации

    Главная страница