LEKTsII_OTS_STAROE
.pdf
|
|
|
|
31 |
|
|
|
|
|
|
Агрегатная формула общего индекса цен (p) Г. Пааше |
на основе соотношения p0 |
p1 |
может быть |
|||||||
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i p |
|
преобразована к средней гармонической индивидуальных индексов цен: |
|
|
||||||||
I p |
p1q1 |
I p |
|
q1 p1 |
. |
|
|
|||
|
|
|
|
|||||||
p |
|
q |
|
|
|
|
||||
|
0 |
|
|
q1 p1 |
|
|
||||
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
i p
Исходные данные: товарооборот по видам продукции текущего периода и индивидуальные индексы цен. Прирост товарооборота текущего периода за счет изменения цен
qp(p) |
q p |
q1 p1 |
. |
|
|||
1 1 |
i p |
||
|
|
||
Агрегатная формула общего индекса цен (p) |
Э. Ласпейреса на основе соотношения p1 p0ip может |
быть преобразована к средней арифметическая индивидуальных индексов цен:
|
p q |
0 |
|
i p q0 p0 |
|
|
I p |
1 |
I p |
|
, |
||
p0q0 |
q0 p0 |
|||||
|
|
|
Исходные данные: товарооборот по видам продукции базисного периода и индивидуальные индексы цен. Прирост товарооборота базисного периода за счет изменения цен
qp(p) ipq0 p0 q0 p0 .
Эта формула применяется при прогнозе изменения товарооборота при изменении цен.
Общий индекс физического объема.
Так как учет реализации товаров ведется в стоимостном выражении и данные о количестве товаров (в натуральных измерителях) отсутствуют, то применение агрегатных индексов физического объема без преобразований невозможно.
Пусть соизмеритель – это цены базисного периода p0 и известны индивидуальные индексы цен и стоимости товарной массы по видам продукции в текущем ( q1 p1 ) и базисном ( q0 p0 ) периодах. Тогда, исполь-
зуя формулу |
p0 |
|
p1 |
, индекс физического объема можно представить в виде: |
I q |
|
q1 p0 |
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i p |
|
|
|
|
|
|
|
|
q0 p0 |
||
|
|
|
|
|
|
q1 p1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
I q |
|
|
|
|
|
i p |
|
, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
q0 p0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
где |
|
|
|
q1 p1 |
|
|
|
стоимость товарной массы текущего периода в базисных ценах; |
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
i p |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
q0 p0 |
стоимость товарной массы базисного периода в базисных ценах. |
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
Прирост товарооборота в результате изменения |
физического объема продажи |
товаров в |
базисных ценах: |
||||||||||||||||||||
|
qp(q) |
|
|
q1 p1 |
|
|
q0 p0 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
i p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Пусть соизмеритель – это цены текущего периода p0 и известны индивидуальные индексы физическо- |
|||||||||||||||||||
го объема и стоимости товаров по видам продукции в базисном ( q0 p0 ) |
периоде. Тогда, используя формулу |
||||||||||||||||||||||
i q |
|
q1 |
|
, индекс физического объема товаров можно представить в виде средней арифметической взвешен- |
|||||||||||||||||||
|
q 0 |
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
ной: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q p |
0 |
|
|
iq q0 p0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
I q |
1 |
|
I q |
|
, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q0 p0 |
q0 p0 |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
32
где |
q1 p1 |
стоимость товарной массы текущего периода в базисных ценах; |
q0 p0 стоимость товарной |
|
i p |
||||
|
|
|
массы базисного периода в базисных ценах; q0 p0 веса осредняемых признаков iq.
Прирост товарооборота в результате изменения физического объема продажи товаров в базисных ценах: qp(q) iqq0 p0 q0 p0 .
Пусть соизмеритель – это цены текущего периода p1 и известны индивидуальные индексы физического объема iq и фактическая стоимость товаров в текущем периоде (q1p1). Тогда общий индекс физического объема определяется по формуле средней гармонической
|
|
|
|
I q |
q1 p1 |
|
I q |
|
q1 p1 |
, |
|||
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
q |
|
p |
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
0 |
|
|
q1 p1 |
|||||
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
iq |
||
где q1 p1 |
вес осредняемой величины iq. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Сумма прироста |
стоимости продукции |
вследствие |
изменения физического объема в текущих ценах |
||||||||||
qp(q) |
q p |
|
q1 p1 |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
1 1 |
|
iq |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
7.5. Индексы с постоянными и переменными весами
При изучении динамики коммерческой деятельности приходиться производить индексные сопоставления более чем за два периода. Поэтому индексные величины могут определяться как на постоянной, так и на пере-
менной базах сравнения, т.е. цепные и базисные.
Индивидуальные цепные индексы физического объема
i q1/ 0 |
q1 |
; i q2 /1 |
q 2 |
; i q3 / 2 |
q 3 |
|
q 0 |
q1 |
q 2 |
||||
|
|
|
Индивидуальные базисные индексы физического объема
i q1/ 0 |
q1 |
; i q2 / 0 |
q 2 |
; |
i q3 / 0 |
q 3 |
|
q 0 |
q 0 |
q 0 |
|||||
|
|
|
|
Индивидуальные цепные индексы цен
i p1/ 0 |
p1 |
; i p2 /1 |
p 2 |
; i p3 / 2 |
p3 |
|
p0 |
p1 |
p 2 |
||||
|
|
|
Индивидуальные базисные индексы цен
i p1/ 0 |
p1 |
; i p2 / 0 |
p 2 |
; |
i p3 / 0 |
p3 |
|
p0 |
p0 |
p0 |
|||||
|
|
|
|
ит.д.
ит.д.
ит.д.
ит.д.
Произведение цепных индивидуальных индексов равно последнему базисному индексу
ip2 / 0 ip1/ 0 ip2 /1; ip3 / 0 ip1/ 0 ip2 /1 ip3 / 2 .
Общие индексы вычисляются с переменными и постоянными весами – соизмерителями. Цепные агрегатные индексы физического объема продукции
Iq1/ 0 |
q1p0 |
; Iq2 /1 |
q 2 p1 |
; Iq3 / 2 |
q 3p 2 |
и т.д. |
|
|
|
||||
|
q 0 p0 |
q1p1 |
q 2 p 2 |
Базисные агрегатные индексы физического объема продукции
Iq1/ 0 |
q1p0 |
; Iq2 / 0 |
q2p0 |
; Iq3 / 0 |
q3p0 |
и т.д. |
|
|
q0p0 |
||||
|
q0p0 |
q0p0 |
|
Базисный агрегатный индекс физического объема продукции может быть получен как произведение цепных агрегатных индексов при постоянных соизмерителях
Iq3 / 0 |
Iq1/ 0 |
Iq2 /1 |
Iq3 / 2 |
q1p0 |
|
q 2 p0 |
|
q 3p0 |
q 0 p0 |
|
q1p0 |
|
q 2 p0 |
||||
|
|
|
|
|
|
Цепные агрегатные индексы цен
I p1/ 0 |
p1q1 |
; I p2 /1 |
p 2q 2 |
; I p3 / 2 |
p3q3 |
и т.д. |
|
p0q1 |
p1q 2 |
p 2q3 |
|||||
|
|
|
|
33
Базисные агрегатные индексы цен
I p1/ 0 |
p1q1 |
; I p2 / 0 |
p 2 q 2 |
; I p3 / 0 |
p3q 3 |
и т.д. |
|
p0q1 |
p0q 2 |
p0 q 3 |
|||||
|
|
|
|
7.6. Факторный анализ индексных моделей
Связь между изменениями объема товарооборота, количеством продажи товаров и уровнем их цен выражается в системе взаимосвязанных индексов товарооборота. Индекс товарооборота в фактических ценах вычисляется по следующей формуле
Iqp Iq I p
На основе этой формулы выявляется влияние отдельных факторов на изменение товарооборота. Зная изменение товарооборота Iqp и цен Ip можно определить изменение товарооборота в неизменных (сопоставимых) ценах
Iq |
Iqp |
. |
|
I p |
|||
|
|
По известным индексам товарооборота в фактических ценах Iqp и товарооборота в сопоставимых ценах Iq определяется индекс цен
I p |
Iqp |
. |
|
Iq |
|||
|
|
7.7. Индексы среднего уровня (переменного состава)
Качественные индексируемые показатели часто отображаются средними величинами (средняя цена по области, и т.д.). Общая средняя величина качественного показателя – это взвешенная средняя из частных средних которая зависит от уровня цен на отдельные товары и от удельного веса каждого товара в общем его вкладе в формировании цены. При анализе динамики среднего уровня возникает вопрос в какой мере изменение среднего уровня обусловлено действием каждого фактора в отдельности.
Индексы, отражающие изменение средних уровней за счет двух факторов: изменения данных уровней и изменения удельных весов (структуры) совокупности, называются индексами среднего уровня, или индексами переменного состава. Он состоит из двух сомножителей. Первый показывает, как изменяется средний уровень под влиянием изменения качественного показателя – индекс фиксированного состава. Второй показывает влияние изменения структуры и называется индексом структурных сдвигов.
|
|
|
Индекс переменного состава I p |
I p |
I стр, |
где I p |
|
p1 |
|
индекс средних цен (переменного со- |
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
p0 |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
става); |
p1 и p0 |
|
средние взвешенные цены по количеству реализованных товаров: |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
p |
|
p1q1 |
; |
|
|
p |
0 |
|
|
|
p0q0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
1 |
|
|
|
q1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
q0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
Влияние структуры реализации товаров на среднюю цену показывает индекс структурных сдвигов |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Iстр |
p 0 q1 |
: |
|
p0 q 0 |
|
|
|
p0 q1 |
|
: |
|
q1 |
, |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q1 |
|
q 0 |
|
|
|
p0 q 0 |
|
|
q |
0 |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
где |
|
|
p0q1 |
|
расчетная средняя цена текущего периода; |
|
p 0 q 0 |
|
средняя цена базисного периода. |
|||||||||||||||||||||||||||||
|
q1 |
|
|
q 0 |
||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
В абсолютном выражении это абсолютный прирост средней цены (переплата) за каждый килограмм |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
стр |
|
p0q1 |
|
|
|
p0q 0 |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
q1 |
|
|
|
|
|
q 0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
Влияние изменения отдельных цен на среднюю величину цены показывает индекс фиксированного со- |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
става |
|
|
|
|
|
|
I p |
|
|
p1q1 |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
p0q1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
Пример 1. Известно количество продаж и цены в магазинах Определить: |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
индексы переменного состава, постоянного состава и структурных сдвигов; |
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
величины абсолютных приростов за счет действия каждого фактора |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
Базисный |
|
|
|
|
Текущий |
|
|
|
|
|
|
Удельный вес |
|
|||||||||||||||||
Магазин |
|
период |
|
|
|
|
Период |
|
|
|
ip |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
р0 |
|
|
|
q0 |
|
|
|
|
p1 |
|
q1 |
|
|
|
|
|
|
базисный |
|
|
текущий пери- |
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
период |
|
|
|
од |
|
|
|
|
|
|
34 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
50 |
200 |
48 |
800 |
0,96 |
20 |
40 |
2 |
35 |
400 |
34 |
600 |
0,97 |
40 |
30 |
3 |
40 |
400 |
38 |
600 |
0,95 |
40 |
30 |
Итого |
– |
1000 |
– |
2000 |
– |
100 |
100 |
Определим средние цены в отчетном и базисном периодах
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
p1q1 |
48 |
800 |
|
34 |
|
600 |
38 |
|
600 |
|
81600 |
|
40,8 |
руб. |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
q1 |
|
|
800 |
600 |
600 |
|
|
|
2000 |
|
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
p0q0 |
50 |
200 |
35 |
|
400 |
40 |
400 |
40000 |
40 |
руб. |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q0 |
|
|
200 400 |
|
400 |
|
|
|
1000 |
|
||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
Индекс средних цен или переменного состава |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
40,8 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
I |
|
|
|
|
|
p |
|
|
1,02 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p0 |
|
40 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
Средняя цена реализации возросла на 2%. Прирост средней цены реализации |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
40,8 |
|
40 |
|
0,8 руб. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
Население при покупке каждого килограмма продукта переплачивало по 0,8 руб. |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
Индекс структурных сдвигов |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
I |
|
p0q1 |
: |
p0q0 |
50 800 |
35 600 |
40 600 |
: 40 |
|
85000 |
: 40 |
|
|
42,5 |
1,0625 . |
|
|
|||||||||||||||||||||||||||
стр |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
q1 |
q0 |
|
|
|
|
|
800 |
600 |
600 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2000 |
|
|
|
40 |
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Структурные сдвиги (изменение долей продаж) в реализации объема продукции вызвали повышение средней це-
ны на 6,25%.
стр |
42,5 40 2,5 |
руб. |
|
|
Переплата населением на каждый килограмм продукции составила 2,5 руб. Индекс постоянного состава
I p |
p1q1 |
|
81600 |
0,962 |
|
p0 q1 |
85000 |
||||
|
|
Индекс показывает снижение цены на 3,8%. За счет снижения цен произошла экономия в общей сумме
p |
81600 |
85000 |
3400 руб. |
||
|
|
|
|
|
|
Экономия на каждый килограмм составила |
3400 |
|
1,7 руб. |
||
|
|
|
|||
2000 |
|
||||
|
|
|
|
Рассчитаем индекс средних цен другим способом (мультипликативная модель)
I p Iстр I p 1,0625 0,962 1,02
Величина изменения средней цены продаж составила
|
|
|
|
2,5 1,7 0,8 |
руб. |
|
p |
стр |
p |
||||
|
|
Пример 2. Имеются данные о реализации товара. Определить индивидуальные и общие индексы; абсолютный прирост за счет действия отдельных факторов.
Товар |
Ед. |
I период |
|
II период |
|
Индивидуальный |
|
|
|||
|
изм. |
|
|
|
|
Индекс |
|
|
|
||
|
|
цена за |
кол-во, q0 |
цена за |
кол-во, q1 |
ip |
p1 |
|
iq |
q1 |
|
|
|
1 ед., р0 |
|
1 ед., р1 |
|
p0 |
q0 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
А |
т |
20 |
7500 |
25 |
9500 |
1,25 |
|
|
1,27 |
|
|
Б |
м |
30 |
2000 |
30 |
2500 |
1,0 |
|
|
1,25 |
|
|
В |
шт. |
15 |
1000 |
10 |
1500 |
0,67 |
|
|
1,5 |
|
|
Решение. Результаты расчета индивидуальных индексов цен и физического объема находятся в таблице. Общий индекс цен
Ip |
p1q1 |
|
25 |
9500 |
30 |
2500 |
10 |
1500 |
327500 |
1,139 |
или 113,9% |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
p0q1 |
|
20 |
9500 |
30 |
2500 |
15 |
1500 |
287500 |
||||||
|
|
|
По данному ассортименту товаров в целом цены повысились на 13,9%. Абсолютный прирост товарооборота за счет фактора изменения цен
qp(p) |
p1q1 |
p0q1 327500 287500 40000 руб. |
Повышение цен на 13,9% обусловило увеличение объема товарооборота в текущем периоде на 40 тыс. руб. Если (-40), то перерасход денежных средств населением при покупке товаров по ценам повышенным на 13,9% Общий индекс цен расчетный
|
|
|
|
|
|
|
35 |
|
|
|
|
|
|
|
Ip |
p1q0 |
|
25 |
7500 |
30 |
2000 |
10 |
1000 |
257500 |
1,144 |
или 114,4% |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
p0q0 |
|
20 |
7500 |
30 |
2000 |
15 |
1000 |
225000 |
||||||
|
|
|
По ассортименту в целом повышение цены составило в среднем 14,4%. Сумма прироста
qp(p) |
p1q0 |
p0q0 257500 225000 32500 руб. |
Повышение цен в текущем периоде в среднем на 14,4% обуславливает увеличение объема товарооборота на 32,5 тыс. руб.
Общий индекс физического объема
Iq |
q1p0 |
|
9500 |
20 |
2500 |
30 |
1500 |
15 |
287500 |
1,278 |
или 127,8%. |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
q0p0 |
|
7500 |
20 |
2000 |
30 |
1000 |
15 |
225000 |
||||||
|
|
|
Прирост физического объема реализации в текущем периоде составил в среднем 27,8%. Сумма прироста товарооборота
qp(q) 287500 225000 62500 руб.
В результате изменения физического объема реализации товаров в текущем периоде получен прирост объема товарооборота в сопоставимых ценах на 62,5 тыс. руб.
Iq |
q1p1 |
|
9500 |
25 |
2500 |
30 |
1500 |
10 |
|
327500 |
1,272 |
или 127,2% |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
q0p1 |
|
7500 |
25 |
2000 |
30 |
1000 |
10 |
|
257500 |
|||||
|
|
|
По данному ассортименту реализованных в текущем периоде товаров прирост физического объема товарооборота составил 27,2%.
Абсолютный прирост суммы товарооборота в результате изменения физического объема продажи товаров составил
qp(q) 327500 257500 70000 руб.
При этом за счет роста физического объема продажи товаров на 27,8% этот прирост составил 62,5 тыс. руб., а повышение цен в среднем на 13,9% увеличило объем товарооборота на 40 тыс. руб.
Общий индекс товарооборота в текущих ценах вырос на 45,5%.
|
|
|
Iqp |
327500 |
1,455 или 145,5% |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
225000 |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Прирост фактического объема товарооборота в текущем периоде |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
qp(q) |
327500 225000 102500 |
руб. |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Пример 3. Данные о продаже товаров в магазине. Определить общий индекс цен. |
|||||||||||
Товар |
|
Продажа в ценах |
|
Изменение цен в |
Расчет |
|
|
|
|
|||
|
|
соответствующего периода |
|
текущем |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
базовый пе- |
текущий пе- |
|
периоде по сравне- |
ip |
p1 |
|
|
q1p1 |
|
|
|
|
риод q0p0 |
риод q1p1 |
|
нию с базовым, % |
p0 |
|
|
ip |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
А |
|
153,5 |
185,0 |
|
-4 |
|
0,96 |
|
|
192,71 |
||
Б |
|
245,0 |
260,6 |
|
+10 |
|
1,1 |
|
|
236,91 |
||
В |
|
21,5 |
29,4 |
|
без изм. |
1,0 |
|
|
29,4 |
|
||
Итого |
|
420,0 |
475,0 |
|
– |
|
– |
|
|
459,02 |
Индивидуальные (однотоварные) индексы цен |
i p |
|
p1 |
|
|
|
|
|
|||
|
p 0 |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
ipA |
100 |
4 |
|
0,96; ipБ |
100 |
10 |
1,1 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||
100 |
|
|
100 |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
По каждому товару определим стоимость продажи товара в текущем периоде по ценам базисного
p 0 q1 |
q1p1 |
, |
|
A |
185,0 |
192,71; Б |
260,6 |
|
236,91; B |
29,4 |
29,4 . |
||||||
i p |
|
0,96 |
|
1,1 |
|
1,0 |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Общий индекс цен |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
I p |
p1q1 |
|
|
p1q1 |
|
|
475,0 |
|
1,035 |
или 103,5%, |
|
|
||
|
|
|
p 0 q1 |
|
|
p1q1 |
459,02 |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i p
то есть по данному ассортименту цены повышены на 3,5%. Прирост товарооборота за счет изменения цен
|
|
|
36 |
|
|
qp(p) |
q1p1 |
q1p1 |
475,0 459,02 15,98 |
тыс. руб. |
|
i p |
|||||
|
|
|
|
Определим общий индекс физического объема товарооборота в сопоставимых (базисных) ценах
|
|
|
|
q1p1 |
|
|
|
|
|
Iq |
q1p0 |
|
|
i p |
|
|
459,02 |
1,093 |
или 109,3%, |
q0 p0 |
|
q0 p0 |
420 |
||||||
|
|
|
|
то есть физический объем продажи товаров увеличился в текущем периоде на 9,3%.
Прирост суммы товарооборота в текущем периоде в результате изменения физического объема продажи товаров
qp(q) |
q1p1 |
q 0 p0 |
459,02 420 39,02 тыс. руб. |
|
i p |
||||
|
|
|
Общий прирост товарооборота в текущем периоде
qp(qp) |
q1p1 |
q 0 p0 475 420 55 тыс. руб. |
Задача 1. Известна выработка продукции на предприятии Рассчитать индивидуальные индексы физического объема; агрегатные индексы физического объема продукции и стоимости; абсолютные приросты.
Продукция, |
Выработка продукции, |
Цена за |
|
iq |
q1 |
|
||
ед. изм. |
тыс. |
|
единицу, руб. |
|
q 0 |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Q0 |
q1 |
р0 |
|
р1 |
|
|
|
А, кг |
500 |
500 |
150 |
|
140 |
1,0 |
|
|
Б, м |
200 |
240 |
100 |
|
110 |
1,2 |
|
|
В, шт. |
600 |
420 |
250 |
|
300 |
0,7 |
|
|
Решение. Результат расчета индивидуальных индексов физического объема записаны в таблицу. Общий индекс физического объема продукции
Iq |
q1p0 |
|
500 |
150 |
240 |
100 |
420 |
250 |
204000 |
0,833 |
или 83,3% |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
q0p0 |
|
500 |
150 |
200 |
100 |
600 |
250 |
245000 |
||||||
|
|
|
Физический объем всей продукции в отчетном периоде составляет 83,3% от его уровня в базисном периоде, он снизился на 16,7%.
Абсолютный прирост (снижение) в неизменных ценах
pq(q) |
p1q 0 |
p0q 0 204000 245000 |
41000 |
В отчетном периоде стоимость продукции уменьшилась на 41 млн. руб. (только за счет снижения на 16,7% физического объема производства продукции).
Агрегатный индекс стоимости продукции или товарооборота
Ipq |
p1q1 |
|
500 140 240 110 420 300 |
222400 |
0,908 |
или 90,8% |
||
|
|
|
|
|
|
|||
p0q0 |
|
245000 |
|
245000 |
||||
|
|
|
|
Общий выпуск продукции (стоимость) в фактических ценах в текущем периоде составил 90,8% ее выпуска в базисном периоде или с учетом изменения цен снизился на 9,2%, то есть выпуск продукции уменьшился в абсолютном выражении на
p1q1 |
p0q0 222400 245000 |
22600 |
22,6 тыс. руб. |
Задача 2. Имеются данные о средней заработной плате работников и число работников организаций по трем отраслям.
№ |
Отрасль |
Заработная плата, |
Число работников, |
||
п/п |
экономики |
руб. |
|
чел. |
|
|
|
Х0 |
Х1 |
Т0 |
Т1 |
1 |
Здравоохранение |
600 |
700 |
2400 |
1600 |
2 |
Образование |
550 |
620 |
2100 |
2000 |
3 |
Культура и |
|
|
|
|
|
искусство |
510 |
590 |
1500 |
1400 |
Определить индекс заработной платы переменного состава, постоянного состава и структурных сдвигов. Решение. 1. Определим среднюю заработную плату работников
базисный период
|
|
X0T0 600 |
2400 |
500 |
2100 |
510 1500 |
3360000 |
|
руб.отчетный период |
||||||||||||||
X0 |
560 |
||||||||||||||||||||||
|
T0 |
|
|
|
|
6000 |
|
|
6000 |
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
X1T1 |
700 |
1600 |
620 |
2000 590 |
1400 3186000 |
|
руб. |
||||||||||
|
|
X1 |
|
637,2 |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
T1 |
|
|
|
5000 |
|
|
|
|
|
5000 |
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2. Индекс заработной платы переменного состава
37
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X0T0 |
|
|
|
I |
|
|
|
X1 |
|
X1T1 |
: |
637,2 |
1,138 или 113,8% |
|||
X |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
X0 |
|
T1 |
T0 |
560 |
|
||||||
|
|
|
|
|
Заработная плата выросла на 13,8%. Абсолютный прирост составил
637,2 – 560 = 77,2 руб.
Изменение средней заработной платы происходило под влиянием двух факторов: уровня заработной платы и числа работников.
3. Индекс заработной платы постоянного состава
IX |
X1T1 |
: |
X0T1 |
637,2 : |
600 1600 550 2000 510 1400 |
|
637,2 |
1,149 или 114,9% |
|
|
|
554,8 |
|||||
|
T1 |
T1 |
|
5000 |
|
Средняя заработная плата работников увеличилась на 14,9% за счет увеличения заработной платы. Абсолютный прирост средней заработной платы составил
637,2 – 554,8 = 82,4 руб.
4. Индекс структурных сдвигов
Iстр |
X0T1 |
: |
X0T0 |
2774000 |
: |
3366000 |
554,8 |
0,9907 или 99,07% |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
T1 |
T0 |
5000 |
|
|
6000 |
|
560 |
|
Увеличение доли работников с низкой заработной платой в общей численности привело к снижению средней заработной платы на 0,03%. Абсолютное снижение составило
554,8 – 560 = –5,2 руб.
Задача 3. Имеются данные выпуска продукции по заводу строительных пластмасс.
Вид про- |
Выпуск продук- |
Изменение объема производства |
Индивидуальные ин- |
дукции |
ции в I кварта- |
в натуральном выражении во II |
дексы |
|
ле, млн. руб. |
квартале |
|
Пленка |
30 |
+10 |
1,1 |
пеноплен |
25 |
-10 |
0,9 |
линолеум |
40 |
-25 |
0,75 |
Определим сводную оценку изменения объема производства продукции (в натуральном выражении) Решение. Индекс физического объема продукции
Iq |
i q q 0 p 0 |
1,1 30 0,9 |
25 |
0,75 40 |
85,5 |
0,9 |
|||
q 0 p 0 |
|
30 |
25 |
40 |
|
95,0 |
|||
|
|
Объем производства в натуральном выражении во 2-ом квартале по сравнению с 1-ым уменьшился на 10%, что составило 9,5тыс.руб.
Задача 4. Имеются данные о продаже товаров в магазине
Товар, ед. изм. |
Продано в отчетном |
Изменение цен на то- |
Индивидуальные |
|
периоде p1q1, тыс. руб. |
вары, % |
индексы цен ip |
Туфли муж., пары |
186 |
+3 |
1,03 |
Костюмы, шт. |
214 |
+6 |
1,06 |
Итого |
400 |
– |
– |
Определить индивидуальные и общий индексы цен.
Решение. Результаты расчета индивидуальных индексов представлены в виде коэффициентов и находятся в таблице. Среднегармонический индекс цен
I p |
|
p1q1 |
|
|
186 |
214 |
|
|
400 |
1,046 |
или 104,6%. |
||
|
p1q1 |
|
186 |
|
214 |
382,47 |
|||||||
|
|
|
|
||||||||||
|
|
i p |
1,03 |
1,06 |
|
|
|
|
|
Объем реализации за счет изменения цены повысились в среднем на 4,6%.
38
8. СТАТИСТИЧЕСКОЕ ИЗУЧЕНИЕ СВЯЗИ МЕЖДУ ЯВЛЕНИЯМИ
Важной задачей статистики является изучение статистических закономерностей, знание которых дает основу для предсказания и управления социально экономическими процессами. Перечислим некоторые виды связи.
Балансовая связь – характеризует зависимость между источниками формирования ресурсов и их использованием
Он + П = В + Ок , где: Он, Ок – остатки на начало и конец; П, В – поступление и выбытие.
Компонентные связи: изменение статистического показателя определяется изменением компонентов, входящих в этот показатель как сомножители (мультипликативная модель), используются в индексном методе
Ipq = Ip Iq
Причинная форма связи – это порождение одного явления другим. Признак, характеризующий следствие, называется результативным, а причину – факторным. Выделяют два вида причинно следственных связей: функциональную и статистическую.
Функциональную связь можно представить уравнением: у = f (x), где у – результативный признак, x – факторный, f (x) – известная функция.
Статистическую связь можно представить в виде: у = f (x)+ , где f (x) – известная функция, а – часть результативного признака, определяемая неучтенными и неконтролируемыми признаками.
8.1.Параметрические методы изучения связи
Встатистике различают функциональную связь, и стахостическую зависимость. Функциональной называют связь, при которой определенному значению факторного признака соответствует одно и только одно значение результативного признака.
Если причинная зависимость проявляется не в каждом отдельном случае, а в общем, среднем при большом числе наблюдений, то такая зависимость называется стохастической. Частным случаем стохастической связи является корреляционная связь, при которой изменение среднего значения результативного признака обусловлено изменением факторных признаков.
По степени тесноты связи различают количественные критерии оценки тесноты связи.
Величина коэффициента корреляции |
Характер связи |
До |±0,3| |
практически отсутствует |
|±0,3| до |±0,5| |
слабая |
|±0,5| до |±0,7| |
умеренная |
|±0,7| до |±1,0| |
сильная |
По направлению связи выделяют связь прямую и обратную. По аналитическому выражению выделяют связи прямолинейные (или просто линейные) и нелинейные (криволинейные), например, параболы, гиперболы: степенная, показательная, экспонентная и т.д.
Для выявления наличия связи, ее характера и направления в статистике используют методы: приведения параллельных данных, аналитических группировок, графический, корреляции и регрессии.
Корреляционно-регрессионный анализ позволяет выбрать вид модели, оценить ее параметры, измерить тесноту связи, определить наиболее влияющие факторы на результативный признак.
Линейная форма связи и оценка ее параметров. При линейной форме связи зависимость результативного признака у от факторного показателя х определяется уравнением регрессии у = а0 + а1х. Оценивание неизвестных параметров (а0, а1 ) производится методом наименьших квадратов (МНК) по исходным данным (yi, xi, i=1,2,…n). МНК дает систему нормальных уравнений:
|
|
|
|
na 0 |
a1 |
x |
y |
|
, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
a 0 |
x |
a1 |
|
|
xy |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
решая которые находятся неизвестные параметры |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
a 0 |
|
y |
x 2 |
xy |
x |
; |
a1 |
n |
xy |
x |
y |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
x 2 |
x |
x |
n |
x 2 |
x |
x |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
Подставляя в общее уравнение найденные параметры, получим уравнение регрессии |
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
yˆ |
a0 |
|
a1x . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Проверка адекватности регрессионной модели. |
|
|
|
|||||||||||||||
Введем обозначения |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Среднеквадратическое отклонение результативного признака yi от выровнен- |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|||||||||||
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
yi |
yi |
|
|
ных yi . |
ост – остаточная дисперсия |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ост |
|
n |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
39
Среднеквадратическое отклонение факторного признака хi от средней |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
x |
|
|
xi |
x |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Общая дисперсия |
|
2 |
|
|
|
|
|
yi |
|
y 2 |
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
y |
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Среднеквадратическое отклонение модельных значений от средней. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
yi |
|
|
|
y |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
y |
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Межгрупповая дисперсия измеряет вариацию групповых средних xi вокруг |
|
|
|
|
|
|
xi |
x |
2 |
fi |
|
||||||||||
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
общей средней. Она измеряет вариацию, обусловленную признаком, поло- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
fi |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
женным в основу группировки. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Для проверки значимости коэффициентов линейной регрессии |
yˆ = а0+а1х при n<30 используют t- |
||||||||||||||||||||
критерий Стьюдента. Для этого вычисляют расчетные значения t – критерия |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
дляпараметраa0 : ta |
|
| a0 | |
|
n 2 |
|
; для параметра a1 : ta |
|
| a1 | |
x |
|
n |
2 |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
0 |
|
ост |
|
1 |
|
ост |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Полученные значения ta0 , ta1 сравнивают с критическими tкр, которые определяют по таблице Стьюдента при
заданном уровне значимости (обычно =0.05) и числом степеней свободы =n-m=n-2. Параметр признается
значимым, если tрасч > tкр.
Теснота корреляционной связи между x и y может быть измерена империческим корреляционным
отношением э |
2 |
/ |
2 |
(0≤ э ≤1). Чем ближе оно к 1, тем теснее связь. При э =0 связи нет. |
||||||||||||||
|
y |
|||||||||||||||||
Теснота корреляционной связи между x и y при заданной зависимости определяется индексом корре- |
||||||||||||||||||
ляции |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
( y |
yˆ ) |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ост |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
R |
|
|
y |
1 |
1 |
|
|
|
|
(0≤R≤1). |
|||||
|
|
|
2 |
2 |
( y |
y)2 |
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
y |
|
|
|
y |
|
|
|
|
|
|
|
|
Чем ближе R к 1, тем теснее связь. При R=0 связи нет. Величину R2 называют коэффициентом детерминации. Коэффициент детерминации характеризует, какая часть общей вариации у объясняется изучаемым фактором х.
Показателем тесноты линейной связи является линейный коэффициент корреляции
|
|
|
|
|
|
|
xy |
x y |
|
|
|
|
|
|
|
xy x y |
|
( x x)( y y) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
r |
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
(-1≤r≤1). |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
n x y |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
x y |
|
|
|
x2 |
x 2 |
|
y 2 |
|
y 2 |
|
|||
|
|
|
|
|
|
n |
|
n |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Величину r2 называют линейным коэффициентом детерминации. Для оценки значимости коэффициента корреляции r используют t-критерий Стьюдента. Для этого вычисляют расчетные значения t – критерия
t расч | r | |
|
n |
2 |
|
|
, |
|
1 |
r2 |
||||||
|
|
||||||
где n-2 – число степеней свободы при заданном уровне значимости |
(обычно =0.05). Расчетное значение t расч |
сравнивают с табличными значениями t-критерия tкр, которые определяют по таблице Стьюдента при заданном уровне значимости (обычно =0.05) и числом степеней свободы =n-m=n-2. Параметр r признается значимым,
если tрасч > tкр.
Если связь между признаками у и х криволинейная и описывается уравнением параболы второго порядка:
|
|
|
|
|
|
|
|
х2 |
|
У |
Х |
а |
0 |
а х |
а |
2 |
, |
||
|
|
|
1 |
|
|
|
то система нормальных уравнений имеет вид:
na |
0 |
a |
1 |
|
x |
a |
2 |
x 2 |
|
y |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
a |
0 |
|
x |
|
a |
1 |
|
x 2 a |
2 |
|
x 3 |
yx |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
a |
0 |
|
x 2 |
|
a |
1 |
x 3 |
a |
3 |
x 4 |
yx 2 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
40
Уравнение гиперболы вида:
|
|
|
a1 |
|
Yx |
a |
0 |
||
x |
||||
|
|
|
Система нормальных уравнений:
na0 a1 |
|
1 |
|
|
y |
||||
|
|
|
|
||||||
|
x |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||
a |
|
1 |
|
a1 |
1 |
|
y |
||
0 |
|
|
|
|
|
|
|
||
x |
|
|
x 2 |
|
x |
||||
|
|
|
|
|
|
В уравнениях регрессии параметр а0 показывает усредненное влияние на результативный признак неучетных (не выделенных для исследования) факторов; параметр а1 (а в уравнении параболы и а2) – коэффициент регрессии показывает, насколько изменяется в среднем значение результативного признака при изменении факторного на единицу его собственного изменения.
8.2.Непараметрические методы оценки корреляции связи
1)При исследовании степени тесноты связи между качественными признаками, каждый из которых
представлен в виде альтернативных признаков, применяют коэффициент ассоциации Д. Юла (Ка), и коэффи-
циент контингенции К. Пирсона (Кк).
Расчетная таблица
Признак |
Да |
Нет |
|
|
ad |
bc |
|
|
|
|
|
|
|
(работа) |
(муж.) |
(жен.) |
K a |
, |
|
|
|
|
|
||||
ad |
bc |
|
|
|
|
|
|||||||
Да |
А |
B |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Нет |
С |
D |
K к |
|
|
|
|
|
ad |
bc |
|||
где: a, b, c, d – числа таблицы. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
a |
b |
|
b d |
a |
c c d |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Значения коэффициентов лежат в интервале |
–1 < Кк |
< 1 (если показатель отсутствует, то заменяют его |
единицей для Кк)
2) Для определения тесноты связи как между количественными, так и между качественными признаками (если их можно проранжировать или упорядочить) можно использовать коэффициент ранговой корреля-
ции Спирмена |
|
|
P 1 |
6 d i2 |
|
N N 2 1 |
||
|
где: di2 (Rxi -Riy )2 – квадрат разности рангов связанных величин х и у; Rxi ( Riy ) – ранги (номера) величин х
(у) в упорядоченном ряду по возрастанию х (у); N – число наблюдений (число пар рангов). Сила связи определяется по шкале Чеддока.
Знач. Р |
0.1-0.3 |
|
0.3-0.5 |
|
|
|
0.5-0.7 |
|
|
|
0.7-0.9 |
0.9-1 |
|
||||
Теснота связи |
слабая |
|
|
умеренная |
|
|
заметная |
|
высокая |
Весьма высокая |
|
||||||
Пример 1. Распределение работников торговли по полу и оценка содержания работы. Определить тесно- |
|||||||||||||||||
ту связи отношения к работе мужчин и женщин. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Работа |
|
Мужчины |
|
|
Женщины |
|
|
Всего |
|
|
|
|
|||||
Интересная |
|
300 (а) |
|
|
|
201 (b) |
|
|
501 (a+b) |
|
|
|
|
||||
Неинтересная |
|
130 (с) |
|
|
|
252 (d) |
|
|
382 (c+d) |
|
|
|
|
||||
Итого |
|
430 (а+с) |
|
|
|
453 (b+d) |
|
|
883 (a+b+c+d) |
|
|
|
|||||
Коэффициент ассоциации |
Ka |
|
ad |
bc |
300 |
252 |
201 |
130 |
|
0,486 . |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
ad |
bc |
300 |
252 |
201 |
130 |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Средний размер связи по критерию шкалы Чеддока.
Пример 2. Определить связи между обеспеченностью товарной продукцией ряда предприятий и накладными расходами по реализации
Решение. а) Упорядочиваем ряды х, у по возрастанию.
б) Присваиваем порядковые номера (ранги) ранжированным рядам х, у.
в) Сравниваем х, у с ранжированным и записываем их ранговые номера Rx, Ry.
Обесп. тов. |
Накл. |
|
Ранжирование |
|
Сравнивание |
Разность |
2 |
||
прод., млн. |
Расх. |
|
|
|
|
|
|
рангов di |
di |
руб., х |
по |
x |
ранг |
y |
ранг |
Rx |
Ry |
|
|
|
реал., у |
|
Rxx |
|
Ryy |
|
|
|
|