
Диплом / suslov_ibragimov_ekonometrika
.pdf
52 |
Глава2.Описательная статистика |
значений.При идеальной правой(левой)асимметрии вероятность падает(увеличивается)с ростом значения величины на всем интервале ее значений,наиболее вероятно ее минимальное(максимальное)значение.В данном случае идеальными названы распределения с предельной асимметрией.
|
1 |
предельное |
|
островершинное |
остро- |
|
вершинное |
плоско- |
|
вершинное |
|
|
равномерное |
Рис. 2.5
На рисунке2.5приведен вид высоко-
или островершинных и низко-или плосковершинных распределений.В первом слу-
чае основная часть значений признака сосредоточена в узкой центральной области распределения,во в торомÑцентральная область распределенияÇразмытаÈ.Плосковершинное распределение в пределе превращается в равномерное,плотность которого одинакова на всем интервале значений. Предельным островершинным распределением является вертикальный отрезок единичнойдлиныÑраспределениедетерминированной величины.
Распределения с одним пиком плотности вероятности называютунимодальными.На рисунке2.6приведен пример бимодального распределения и предельного бимодального распределения,называемого U-образным.В общем случае распределение с несколькими пиками плотности называют полимодальным.
В математической статистике множество всех теоретически возможных значений случайной величины x,характеризуемое функциями f и F ,называют гене-
ральной совокупностью,а ряд наблюдений x1, . . . , xN Ñ выборочной совокупностью,или выборкой.
бимодальное
U-образное
Вообще говоря,гистограмму и кумуляту можно построить непосредственно по дан-
ным ряда наблюдений без предварительной группировки.Если предположить для простоты,чтовсезначениявряденаблюденийразличны,то k принимаетсяравным N .В качестве границ полуинтервалов zi , i = 1, . . . , N − 1 принимаются полусуммыдвухсоседнихзначенийвряденаблюдений,упорядоченном по возрастанию (строго говоря,само упорядочение является операцией группировки в простейшем случае):
1
zi = 2(xi + xi+1).

2.2.Средние величины |
53 |
В качестве z0 и zN естественно принять,соответственно, |
2x1 − z1 |
и 2xN − zN −1 ,так что первое и последнее значение в ряде наблюдений оказы-
ваются в точности на середине своих полуинтервалов.Относительные частоты для
"
всех полуинтервалов одинаковы и равны 1 N .Однако плотность частоты различается:она тем выше,чем короче полуинтервал,т.е.чем плотнее наблюдения расположены на числовой оси.
2.2.Средние величины
Средние величины,или просто средние,являются особым подклассом интенсивных величин,т.к.рассчитываются какотношения другихвеличин.Онивыступают наиболее общими характеристиками совокупности объектов.Каждая средняя рассчитывается по конкретному признаку,характеризующему объекты совокупности,и является качественно такой же величиной,имеет те же единицы измерения илитужеразмерность(илионабезразмерна),чтоиусредняемыйпризнак.Характер средних по объемным и относительным величинам несколько различается.Ниже рассматриваются сначала средние объемные и на их примереÑвиды средних,
затемÑ средние относительные величины.
Пусть xi Ñнекоторый объемный признак i-го объекта, 1, . . . , N ,то есть количество объектов в совокупности равно N ,как и прежде, x = %xi ,тогда
i
расчет среднего по совокупности значения данного объемного признака,который обычно обозначается тем же символом,но без индекса объекта и с чертой над символом,осуществляется по следующей формуле:
xø = N1 x = N1 !xi.
i
ЭтоÑ среднее арифметическое(среднеарифметическое)простое или средняя арифметическая(среднеарифметическая)простая .Оно является отноше-
нием двух объемных величин:суммарного по совокупности признака и количества объектов в совокупности.
Пустьтеперьвсясовокупностьделитсяна k групп, Nl Ñколичествообъектов в l-й группе, N = %Nl ,значение признака внутри каждой группы не варьируется
l
и равняется xl .Тогда
xø = N |
l |
Nl xl = |
l |
αl xl , где αl = Nl |
, |
( |
αl = 1) Ñвес l-й группы. |
|
1 |
! |
|
! |
|
N |
|
|
! |
ЭтоÑ среднее арифметическое (среднеарифметическое)взвешенное (сред-
неарифметическая взвешенная).

54 |
Глава2.Описательная статистика |
Каналогичной формуле для средней по исходной совокупности можно придти
ииначе.Пусть,как и сначала,признак варьирует по всем объектам совокупности, а xøl Ñсреднеарифметическое простое по l-й группе.Очевидно,что
x = !Nl xøl, и xø = !αl xøl .
По такой же формуле производится расчет средней по данным эмпирического распределения частот признака(с м.предыдущий пункт).В качестве xøl в таком случае принимают не среднее по l-й группе,а,как отмечалось выше,середину l-го полуинтервала.
Предполагая,что все объекты совокупности имеют разные веса(вес i-го объекта равен αi ),среднее по совокупности записывается как взвешенное:
x = !αixi.
ЭтоÑболее общая формула среднеарифметического:при равных весах,
"
то есть в случае,если αi = 1 N для всех i,она преобразуется в формулу средне-
арифметического простого.
Для нахождения средней величины типа запаса за некоторый период времени используется среднее арифметическое взвешенное,называемая средним хронологическим (или средней хронологической).Смысл этой величины поясняется рисунком2.7.
|
|
|
|
Среднюю хронологическую xø надо найти так,что- |
x |
|
x(t) |
|
бы площадь ABC D под линией динамики x(t) (BC ), |
_ |
E |
C |
|
т.е.сумма значений показателя за период,равнялась |
|
|
площади прямоугольника AEF D под линией средней |
||
x |
|
F |
|
|
|
|
|
||
|
B |
|
|
EF (см.рис. 2.7). |
|
|
|
|
Другими словами,для расчета средней хронологи- |
|
A |
D |
t |
ческой используется формула: |
|
|
Рис. 2.7 |
|
xø = площадь ABC D . |
|
|
|
|
длина AD |
На практике в дискретном случае этот расчет можно провести следующим образом.
Пусть x0, x1, . . . , xN Ñзначения некоторой объемной величины типа запаса в моменты времени t0, t1, . . . , tN , и τi = ti − ti−1, i = 1, . . . , N , τ = %τi
(длина AD).
Еслипредположить,что накаждомвременном отрезке τi динамика показателя
линейна,тоегосуммарноезначение наэтомотрезкерассчитываетсякак τi xi + xi−1 ,
2

2.2.Средние величины |
55 |
и для общей средней хронологической справедливо соотношение:
1 !N
xø = 2τ i=1 τi (xi + xi−1).
В выражении этой величины как среднеарифметической взвешенной веса име-
ют следующие значения: |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
τ1 |
τi + τi+1 |
|
|
|
|
τN |
|||
|
|
α0 = |
|
, αi = |
|
|
, i = 1, . . . , N − 1, αN = |
|
. |
|||
|
|
2τ |
2τ |
|
2τ |
|||||||
Их сумма равна единице. |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Если все временные отрезки τi |
одинаковы,то веса первого и последнего x |
|||||||||||
Çx-овÈ Ñ 1 |
N . |
|
|
|
1 |
"2N |
,а веса всех промежуточных |
|||||
в средней хронологической будут равняться |
|
|||||||||||
На |
|
" |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
практике чаще всего рассчитывают средние величины типа запаса запериод |
времени(обычно за год)по данным на начало и конец этого периода(года).Т.е.решается задача нахождения средней хронологической xø за некоторый период,для которого известно значение показателя на началоÑ x0 и конец периодаÑ x1. Эта величина,чаще всего,находится как средневзвешенное арифметическое:
|
xø = (1 − α) x0 + αx1, или |
xø = x0 + α |
, или |
|
= x1 − x0. |
|
||
|
Если динамика показателя равномерна(линейна),то |
α = 1 2;если более |
||||||
интенсивные сдвиги в величине показателя происходят в1-й |
половине периода, |
|||||||
" |
0.3 |
|||||||
те, |
" |
" |
|
α |
|
|
|
|
то |
α > 1 2;в противном случаеÑ |
α < 1 2 |
.В советской статистике при расче- |
|||||
|
например,среднегодовых основных фондов |
|
принимался в интервале от |
|
до 0.4,поскольку в плановой экономике вводы и выбытия фондов обычно сдвигаются к концу годаÑк моменту отчета по плану.Этот параметр иногда называют
среднегодовым коэффициентом.
При предположении,что на данном отрезке времени неизменным остается относительный прирост(моментный темп прироста),и динамика имеет экспоненциальный характер,справедливы следующие выражения(как и прежде, τ Ñдлина данного временного отрезка, Ñприрост показателя за период):
xt = x0
xø = xτ0
|
x1 |
|
t"τ |
, при |
0 ! t ! τ , |
|
|
|
|
|
|
|||
#x0 |
|
|
|
|
|
|
||||||||
$ |
|
t"τ dt = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
τ |
|
x1 |
|
x1 − x0 |
= |
|
|
|
|
. |
||||
- #x0 |
$ |
ln |
0 |
1 + |
|
|||||||||
|
ln x1 |
− |
ln x0 |
|
x0 |
|
||||||||
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
" 1 |
|

56 |
Глава2.Описательная статистика |
Взнаменателеэтоговыражениядлясреднейхронологическойнаходитсянепрерывный темп прироста за период(см.п. 1.8),т.е.средняя хронологическая определяется делением абсолютного прироста на относительный прирост за период.ЭтоÑособый вид средней,которую иногда и называют собственно хронологической.
Чтобы лучше понять ее смысл,полезно найти ее предельное значение при |
→ 0. |
||||||||||||
Для этого логарифм в знаменателе раскладывается в степенной ряд: |
|
||||||||||||
ln #1 + x0 |
$ = x0 − #x0 $ |
2 + #x0 $ |
|
4 − |
#x0 $ |
4 + ááá, |
|
||||||
|
|
2 |
1 |
|
|
|
3 |
1 |
|
4 |
1 |
|
|
затем сокращается |
в числителе и знаменателе,и он( |
)приравнивается нулю. |
Искомый предел равен x0 .Таким образом,на бесконечно малых отрезках времени значение этой величины равно самому показателю,а на конечных отрезкахÑего среднему значению при предположении,что темп роста на этом отрезке остается неизменным.
Возвращаясь к общему случаю N + 1 временной точки,среднюю хронологическую при предположении неизменности темпа роста внутри каждого временного периода можно рассчитать следующим образом:
xø = |
1 |
N |
xi − xi−1 |
|
|
τi. |
||
|
!i |
− |
||||||
|
τ |
|
− |
ln xi |
1 |
|
||
|
=1 ln xi |
|
|
|
Несложноубедиться в том,что вслучае,е слисредние вединицу временитемпы
|
x |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
τi |
|
|
|
|
|
|
||
роста # |
i |
$ |
|
навсех временныхотрезкаходинаковы иравны среднему ведини- |
|||||
xi 1 |
|
||||||||
|
− |
|
|
|
|
1 |
|
|
|
цу темпу роста за весь период # |
xN |
$ |
τ |
,среднее хронологическое рассчитывается |
|||||
|
|
||||||||
x0 |
|
||||||||
только по двум крайним значениям: |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
xø = |
|
|
xN − x0 |
. |
|
|
|
|
|
|
|
ln xN − ln x0 |
Расчет средних хронологических величин типа запаса является необходимой операцией для приведения этих величин к форме,сопоставимой с величинами типа потока,имеющими другое качество.Так,например,производительность труда рассчитывается как отношение выпуска продукции за определенный период времени к средней хронологической занятых в производстве за этот же период.Если величины типа запаса и потока имеют одно качество(потоки выражают изменение запасов за период времени),то используются и показатели отношения потока к запасу на начало или конец периода(или наоборот).Так,например,отношение
2.2.Средние величины |
57 |
выбывших в течение года основных фондов к основным фондам на начало года называется коэффициентом выбытия фондов,а отношение годового ввода фондов к фондам на конец годаÑкоэффициентом обновления фондов.
Среднеарифметическое является частным случаем так называемого среднестепенного или среднего степенного,которое рассчитывается по следующей формуле:
xø = |
(!αi xik )k . |
|
1 |
Следует обратить внимание,что эта величина существует не при всех k,если некоторые из xi отрицательны.Чтобы избежать непринципиальных уточнений, в дальнейшем предполагается,что все значения признака положительны.
При k = 1 среднеестепенноепревращаетсявобычноесреднеарифметическое, при k = 2 этоÑ среднеквадратическое,используемое для оценки степени вариации признака по совокупности,при k = −1 Ñсреднее гармоническое,примеры использования которого приводятся при рассмотрении средних относительных величин,при k = 0 Ñсреднее геометрическое.
Последнее утверждение доказывается путем нахождения предела среднего степенного при k → 0.Для того чтобы сделать такой предельный переход,обе части формулы среднего степенного возводятся в степень k,затем xøk и все xki представляются разложением в степенные ряды:
1 + |
1! |
+ |
2! |
+ ááá = |
!αi (1 + k 1! i + |
2! i |
+ ááá), |
|
|
k ln xø |
|
(k ln xø)2 |
|
|
ln x |
(k ln x )2 |
|
далее в обеих частях полученного выражения сокращаются единицы (1 = %αi ) , и эти обе части делятся на k.Теперь при k = 0 получается следующее равенство:
ln xø = !αi ln xi ,
откуда xø = 3xαi i ,что и требовалось доказать.
Средние геометрические используются при построении некоторых специальных индексов.Но это тема следующей гл авы.Простые примеры использования средней геометрической дает производственная функция.
Пусть в производственной функции КоббаÑДугласа так называемая отдача на масштаб постоянна,т.е.сумма показателей степеней в выражении функции равна единице,иприувеличениииспользованияресурсовводинаковоеколичестворазвыпуск продукции растет в такое же количество раз:
X = aC αL1−α,

58 |
Глава2.Описательная статистика |
или в более развернутой форме:
X = (C aC )α(LaL )1−α,
где aC Ñкоэффициент фондоотдачи при нормальном соотношении между основным капиталом и трудом, aL Ñкоэффициент производительности труда при тех же нормальных условиях.
Нормальное соотношение труда и капитала определяется сложившимся организа- ционно-технологическим уровнем производства.ЭтоÑфиксированная величина:
sn = CL .
Откуда aC = a (sn )α−1 , aL = a (sn)α .
Таким образом,в общем случае(при любых соотношениях ресурсов)выпуск продукции является средневзвешенной геометрической потенциального выпуска,который мог бы быть обеспечен основным капиталом при нормальном соотношении его с трудом(величины C aC ),и потенциального выпуска,который обеспечивается трудом при нормальном его соотношении с капиталом( LaL ).Коэффициент a в исходной записи производственной функции равен aαC a1L−α ,и он может называться коэффициентом общей производительности ресурсов,поскольку является также среднегеометрической нормальной фондоотдачи и нормальной производительности труда.
Более общая форма связи между выпуском и ресурсами дается производственной функцией с постоянной эластичностью замены ресурсов.В развернутом виде она записывается следующим образом:
6 7−1
X = α (C aC )−ρ + (1 − α) (LaL)−ρ ρ .
ЭтоÑпример использования среднего ст епенного при нецелочисленных значениях параметра степени,поскольку ρ (равный −k в общей формуле среднего степенного)может принимать люб ые значения на отрезке [−1, +∞] (при ρ → 0,в силу приведенного выше доказательства,производственная функция с постоянной эластичностью замены преобразуется к форме КоббаÑДугласа).От величины этого параметра зависят возможности взаимного замещения ресурсов,допускаемые в данной модели производства.Чем выше его величина,тем более затруднено это замещение.
Такое свойство производственной функции с постоянной эластичностью замены эквивалентноизвестномусвойствусреднегостепенного:оноувеличиваетсясростом k.
Среднее степенное увеличивается с ростом k,в частности,по возрастанию средние степенные располагаются в следующем порядке:гармоническое,геометрическое,арифметическое,квадратическое.Это свойство иногда называют мажо-
рантностью средних.

2.2.Средние величины |
59 |
Пусть xø(k) Ñсреднее степенное,пусть далее k2 > k1,и требуется доказать,
что xø(k1) > xø(k2).
Эти средние можно записать в следующем виде:
xø (k1) = , |
αi xik2 |
|
k2 |
. |
1 |
, xø (k2) = , |
αi xik2 |
|
k2 |
. |
1 |
, |
! |
( |
) |
k1 |
|
|
|
(! |
) |
k1 |
|
|
|
|
|
|
|
k1 |
|
|
|
|
k1 |
|
и ввести промежуточные обозначения(чтобы не загромождать изложение):
yi = xki 2 ,
q = k1 , k2
f (y) = yq ,
v= d2f = q (q − 1) yq−2, dy2
a1 = !αif (yi), a2 = f
(! )
αi yi .
В этих обозначениях утверждение,которое следует доказать,записывается следующим образом:
|
1 |
|
1 |
|
a k1 |
> a k1 . |
|||
2 |
1 |
|
Далее рассматривается три возможных случая:
1)k2 > k1 > 0,
2)k2 > 0 > k1,
3)0 > k2 > k1.
В первом случае q < 1, v < 0 ,т.е.функция f вогнута(выпукла вверх)и a2 > a1 по определению такой функции.После возведения обеих частей этого неравенства
"
в положительную степень 1 k1 знак его сохраняется,что и завершает доказательство в этом случае.
Во втором и третьем случаях v > 0,и функция f выпукла(выпукла вниз).Поэтому a2 < a"1,и после возведения обеих частей э того неравенства в отрицательную степень 1 k1 оно меняет знак,приобретая тот,который нужно для завершения доказательства.
Свойство мажорантности средних выражается и в том,что предельные значения среднего степенного при k = ±∞ равны,соответственно,максимальному и минимальному значению признака в выборке.

60 |
Глава2.Описательная статистика |
Для доказательства этого факта в выражении среднего выносится за скобки x1 :
xø = x1 ,α1 + !N αi #xi $k .k1 .
i=2 x1
"
Если xi упорядочены по возрастанию и x1 = min xi ,то xi x1 " 1,и при k → −∞
выражение в скобках стремится к %k! αi ,где k" Ñчисло объектов,для которых
i=1
усредняемый признак минимален (если минимум"единственный,то k" = 1),т.е.конечно.Это выражение возводится в степень 1 k ,которая стремится к нулю при
k → −∞.Следовательно,среднее степенное при k → −∞ равно минимальному значению усредняемых признаков.
Предположивтеперь,что xi упорядоченыпоубыванию,аналогичнымобразомможно доказать,что среднее степенное при k → +∞ равно максимальному значению признака по совокупности.
Существует наиболее общая запись средневзвешенного: |
|
xø = f −1 (!αi f (xi)) . |
(2.4) |
Если f Ñстепенная функция xk ,то речь идет о средней степенной,если f Ñлогарифмическая функция ln x,то этоÑсредняя логарифмическая,которая является частным случаемсредней степенной при k = 0,если f Ñпоказательная функция ax ,то этоÑсредняя показательная и т.д.
Особенностью средних относительных величин является то,что они,как правило,рассчитываются как средние взвешенные.
Пусть i-й объект, i = 1, . . . , N характеризуется зависимыми друг от друга объемными величинами yi и xi .Показателем этой зависимости является относительная величина ai = yi"xi .Это может быть производительность,фондовооруженность труда,рентабельность и т.д.Понятно,что средняя по совокупности объектов относительная величина a (знак черты над символом,обозначающим среднее относительное,часто опускается) рассчитывается по следующей формуле:
a = %%yi , xi
которая легко преобразуется в формулу средней взвешенной:
a = !αix ai, где αix = |
|
xi , или |
|||||
|
|
|
|
|
xi |
||
a = |
1 |
, где αy = |
y |
%i |
. |
|
|
|
y |
|
|
|
|||
|
% ai |
i |
%yi |
||||
|
|
αi |
|
|
|
|

2.2.Средние величины |
61 |
Таким образом,если веса рассчитываю тся по структуре объемных величин, стоящих в знаменателе,то средняя относительная является средней взвешенной арифметической,еслиэтивесарассчитываютсяпообъемнымвеличинам,стоящим в числителе,то она является средней взвешенной гармонической.
Формально можно рассчитать простую среднюю(например,арифметическую) a! = N1 !ai ,
носодержательногосмыслаонаиметьнебудет.Этостановитсяпонятным,кактолько осуществляется попытка привести слагаемые %yi"xi к общему знаменателю. Тем не менее,такая средняя также може т использоваться в анализе.Например, ее иногда полезно сравнить с фактической средней a для выявления некоторых характеристик асимметрии распределения признака по совокупности.Если a > a!, то в совокупности преобладают объекты с повышенной величиной ai ,и,повидимому,имеет место правая асимметрия,в противном случае в совокупности больший удельный вес занимают объекты с пониженной ai (левая асимметрия). Однако в статистике имеются более четкие критерии асимметрии распределения.
Особое место среди средних относительных занимают средние темпы роста. Темпы роста величин типа потока выражают отношение потока за единицу(период)времени к потоку за некоторую предыдущую единицу(предыдущий период) времени.Темпыроставеличинтипазапасапоказываютотношениезапасавмомент временикзапасувнекоторыйпредыдущиймоментвремени.Такойжесмыслимеют и средние темпы роста.Средние за пер иод темпы роста рассчитываются обычно как средние геометрические.
Пусть x0, x1, . . . , xN значения некоторой объемной величины в моменты времени t0, t1, . . . , tN ,если эта величина типа запаса,или в последнюю еди-
ницу времени,соответственно, |
0-го, |
1-го и т.д., N -го периода времени,если |
|||||||||
речь идет о величине типа потока( t0 Ñпоследняя единица времени |
0-го периода, |
||||||||||
[ti−1 + 1, ti] Ñ i-й период).Как и прежде, τi = ti −ti−1, i = 1, . . . , N , τ = |
τi . |
||||||||||
Предполагается,что i Ñцелые положительные числа. |
|
% |
|||||||||
Тогда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
λi = |
xi |
|
Ñтемп роста за i-й период времени, |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|||||||
|
xi−1 |
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
|
|
xN |
|
|
i4 |
|
|
|
|
|
|
|
λ = |
|
|
= |
λi Ñобщий темп роста. |
|
|
|||||
|
x0 |
=1 |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Если все периоды одинаковы и равны единице( τi = 1),то средний в единицу |
|||||||||||
времени темп роста определяется по формуле: |
λi)N , |
|
|
||||||||
|
|
|
|
λø = |
# x0 $ |
1 |
= (4 |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
xN |
N |
|
1 |
|
|