Углеводы

Всего углеводы	1999 год	2000 год
Среднее	361,77	362,99
Медиана	363,05	361,82
Мода	364,82	359,29
Децельный коэффициент дифференц.	1,5028	1,5945
Коэффициент концентрац. Герфиндаля	0,2127	0,1774
Среднее линейное отклонение	38,2331	50,3340
Дисперсия	2498,9004	3681,8972
Среднее квадратическое отклонение	49,9890	60,6786
Относительное линейное отклонение	10,57%	13,87%
Коэффициент вариации	13,82%	16,72%

В среднем от года к году, за рассматриваемый период:

значение среднего увеличивается на 0,34% (362.99/361.77=1.0034);

значение медианы уменьшается на 0,34% (361.82/363.05=0.9966);

значение моды уменьшается на 1,52% (359.29/364.82=0.9848);

значение коэффициента дифференциации увеличивается на 6,10% (1.5945/1.5028=1.0610);

значение коэффициента концентрации уменьшается на 16,59% (0.1774/0.2127=0.8341);

значение среднего линейного отклонения увеличивается на 31,65% (50.3340/38.2331=1.3165);

значение дисперсии увеличивается на 47,34% (3681.8972/2498.9004=1.4734);

значение среднего квадратического отклонения увеличивается на 21,38% (60.6786/49.9890=1.2138);

значение относительного линейного отклонения увеличивается на 31,21% (13.87/10.57=1.3121);

значение коэффициента вариации увеличивается на 20,98% (16.72/13.82=1.2098).

3. Сравнение структуры энергетической ценности домашнего питания

Результаты обработки данных представлены в файле «Вариант 18.xls»в листе«3».

1999 Год

По всем регионам структура энергетической ценности домашнего питания не устойчива по сравнению со среднероссийским уровнем. Наблюдается колебание значений относительно среднеросийского уровня. Отсутствуют регионы, у которых значения всегда больше среднероссийского уровня, и регионы, у которых значения всегда меньше среднероссийского уровня.

2000 Год

По всем регионам структура энергетической ценности домашнего питания не устойчива по сравнению со среднероссийским уровнем. Наблюдается колебание значений относительно среднеросийского уровня. Отсутствуют регионы, у которых значения всегда больше среднероссийского уровня, и регионы, у которых значения всегда меньше среднероссийского уровня.

4. Анализ взаимосвязи между объемом потребления калорий в продуктах животного происхождения и среднедушевыми доходами

Расчеты представлены в файле «Вариант 18.xls»в листах«4.1»и«4.2».

Т.к. по республике Ингушетии отсутствуют данные за 1999 год, то исключим ее из списка обрабатываемых данных.

Проверим тесноту связи между такими факторами как объем потребления килокалорий в продуктах животного происхождения (Y) и среднедушевые денежные доходы населения (X) с помощью коэффициента корреляции рангов Спирмена.

Для этого сортируем совокупность по возрастанию Xи назначаем рангиRx(наименьшему значению ранг 1, наибольшему – 87) потом так же сортируем совокупность по возрастанию фактораYи назначаем рангиRy(наименьшему – ранг 1, наибольшему – 87). Рассчитываем разность рангов какd=Rx-Ryи суммуd². Коэффициент корреляции рассчитываем, как:

(nдля всех совокупностей постоянно и равно 87)

Рассчитанные значения коэффициента корреляции рангов для каждого года:

	1999	2000
r	0,1187	0,1437

Значение коэффициента корреляции для всего периода меньше 0.15, что говорит о наличии слишком слабой связи между факторами, практически об ее отсутствии. Коэффициенты положительные, следовательно связь носит прямой характер (с увеличением дохода потребление килокалорий увеличивается).

Построим модели зависимости между факторами с помощью MSExcel. Представим графики зависимости объема потребления килокалорий в продуктах животного происхождения (по оси ОY) от среднедушевых денежных доходов населения (по оси ОX).

Построенные модели зависимости между объемом потребления килокалорий в продуктах животного происхождения и среднедушевыми денежными доходами населения за каждый год не являются адекватными (достаточно низкий уровень значимости, т.е. R²близок к нулю). Отметим, что кубическая парабола является наилучшим вариантом из всех строившихся, т.к. имеет наибольшее значениеR².