20. Виды и спос отбора ед в выб сов-ть

 различ сп отбора обеспечивающ представительность выборки. Способы отбора – это порядок отбора ед из ген сов-ти. 2 сп: - повторные и безповторные. Повторные – каждая отобран ед снова попадает в ген сов-ть и м.б. отобрана заново. Наиб примен-ся в соц ст-ке безповорный метод отбора, т.к. более точные рез-ты,т.к. при одной и той же численности выборки охватывается большее число ед ген сов-ти. В завис-ти от методики формироавния выб сов-ти различ: Собственно случайный отбор, Отбор по определенной схеме – ед наблюд распологаются в определенном порядке после чего их отбор произв-ся через опред-ый интервал обусловленный долей отбора. p-доля отбора = n/N. Здесь  след виды выборки: 1)Районированная (типическая) – выборка ген сов-ти разбивается на опред-ые части(р-оны, типы,слои,страты), кот отличаються друг от друга по своему хар-ру и выборка проводится по каждой части в отдельности. 2) Серийная(гнездовая)- в кач-ве ед отбора исп группу ед. Попавшие в выборку группы обслед-ся путем сплошного наблюдения. 3)Многоступенчатая – отбор в неск этапов и на каждом этапе отбора своя ед отбора(при бюджетном обслед семей крестьянских хоз-в исп 3-х ступенч выборка: - р-оны-коллектив.хоз-ва-личные хоз-ва крестьян). 4)На практике известны случаи, когда выб обсл орг-ся так чтобы одни сведения получают от всех ед, а другие только от некоторых – многофазовая выборка(ед наблюд одна и та же, разные программы отбора).

18. Анал групп-ка. Показ тесноты св.

Анал групп-ка отн-ся к косв методам изм-я ст-ких (стохаст-х) связей. А постр-ю анал групп-ки предшеств использ-е метода парал рядов. Метод парал рядов. Суть его: приводятся 2 ряда данных по двум признакам (рез-т- коэф рождаемости; ф-р –ср-душ доход). Данные ранж-ся по призн-ф-ру т.о., чтобы визуально оценить: как мен-ся призн- рез-т с изм-ем призн-ф-ра. Пример: ср мес дох на душу и рожд-ть в промил. С пом метода парал рядов можно выявить налич или отсутств связи, ее напр-е. Однако, при большом объеме сов-ти этот визуальн анализ стан-ся трудновып-м, и обращ-ся к самому прост спос обобщ-я: групп-ке. Анал групп-ка может проводиться но одному или неск признакам: по одному призн-ф-ру = однофакторная, по признакам-ф-рам = многофакторн. Суть анал групп-ки. Единицы сов-ти объед-ся в группы; По кажд группе опр-ся ср зн-е результат-го признака; сопоставляя изменения ф-го признака с вариацией групповых ср-х по результ-му признаку, можно сд вывод о налич или отсутств связи. В случ налич связи, можно измерить ее сипу и тесноту. Этапы анал групп-ки: 1. Данные групп-ся по призн-ф-ру, для кажд группы рассч-ся ср зн-е призн-рез-та. 2. На осн сопост-я изм-й средних зн-й призн-рез-та по группам с измен-ем ф-ра делаются выводы о налич или отсутств связи м/у призн-ми. 3. Чтобы эти изм-я были сравнимыми, следует проводить групп-ку с равн интервалами, или, рассчитывать изм-е рез-та на ед изменения ф-ра. Пок-ли силы и тесноты связи. На осн анал групп-ки можно рассч пок-ли силы и тесноты связи. Это колич-е оценки связи м/у признаками. Сила связи - вел изм-я результ-го признака при изменении факт-го на ед. Пок-ли тесноты связи оценивают, какую роль играет анализируемый ф-р в форм-ии вариации результ-го признака. -ли тесноты связи. По данным анал групп-ки можно измер и тесноту связи м/у призн-ми: она м.б.слабой, умер, заметной, тесной, оч тесн. Это стан-ся возм-м при пом показ-й эмпирическое корреляц отн-е (э.к.о., обозн-ся η) и коэф детерм-и η². Правило разлож-я дисп. ЭКО осн на прав разл-я дисп: общ дисп = межгруп (факт-я) + внутригруп (остаточная). σ² = 6²+s². Смысл этого разлож-я: диспе-я (вар-я) изуч-го признака σ² обусловлена изм-ем (вар-ей) учтенного ф-ра (ф-ров) s² и изм-ем неучт-х в модели ф-ров s². Понятие о дисп-х. Общ диспе оцен-ет общ изм-е результ-го призн под влиян всех ф-ров. Межгрупп (факт-я) дисп-я оцен изм-е рез-го призн под влиян факт-го признака, положенного в осн групп-ки. Внутригруп-я (ост-я) дисп-я оцен-ет изм-е результат-го призн под влиян прочих ф-ров, неучт-х в групп-ке. Понятие об ЭКО. ЭКО мен-ся от 0 до 1. Чем ближе зн-е η к 1, тем теснее изуч-я связь, чем ближе к 0 - тем слабее связь. Если связь отсут-ет, то η=0. Это знач, что дисп групп-х ср-х равна 0: б²=0. Если связь функц-я, то эко=1. В этом случ 6² = σ ² ,т.е. внутригруп вар-и нет. Это означ, что групп-ный признак целиком опр-ет вар-ю изуч-го признака. Шкала ЭКО: Менее 0,1 практ отсутств, 0,1-0.3 слаб зав-ть, 0,3-0,5 умер зав, 0,5-0,7 знач, 0,7-0,9 высок, Более 0,9 оч выс. Расчет дисп. Общ дисп: σ² =∑(Y_i-Y_cp)²/n - (Y²)cp -(Y_сp)². Факторн дисп - дисп призн-рез-та, объясненная учтенным признаком-ф-ром б² =∑(Y_j-Y_cp)²n_j/∑n_j ; s²=∑(Y_i-Y_j)²/n. Э.К.О. И коэф детерм-и. η²= б²/σ² - коэф детерм-и, показ долю (%) общ, объясненной колебл-ю факто-го призн. η²=0.39 => 39 % вар-и рожд-ти в изуч округах обусл вар-ей уровня дохода, ост 61% обусл вариац прочих, кроме Х, неучтенных ф-ров. η= 0.62 =>м/у XY знач связь.

30. Системы простых и аналитич инд.

Существует следующее правило взаимосвязи между разными индексами: индексы связаны между собой так же, как и признаки, по которым они рассчитываются. q*p=w

iq*ip = iw. Таким образом, системе признаков соответствует система индексов. Существуют системы простых и аналитических индексов. Система аналитических индексов. Допустим, необходимо определить как на изменение прибыли предприятий повлияли изменение стоимости ОФ и изменение рентабельности ОФ. Охарактеризуем это влияние при помощи аналитических индексов: I П = ∑П₁/∑П₀ простой инд прибыли. ∆ П= ∑П₁ - ∑П₀ разностное изм-е. I П(Ф)= ∑Ф₁ Р₀/∑Ф₀ Р₀ инд приб за счет ст-ти ОФ. ∆ П(Ф)= ∆Р₁ Ф₀ - ∆Ф₀ Р₀. ∆ П(Ф)/ ∆ П + ∆ П(P)/ ∆П=1. ∆ П(Ф) + ∆ П(P) = ∆П. IП=IП(Ф)*IП(Р).

28. Обобщ пок-ли периодов разв-я:дин ср.

Дин ср. Ср пок-ли стр-ся либо в целом по др, либо по отд его периодам. К дин ср относят: ср ур ДР – Yср, ср абс прирост – dсp, ср темп роста – Tср. Расчет ср уровня. Зав от вида дин ряда. По интервальному др: если он построен с пом абс пок-й, ср ур опр-ся при помо простой ср ар-ой: Y = ∑Y/T. Т- длит-ть характериз-го периода, соотв-ет числу уровней, t - отрезок врем T=∑t. Если он построен с помощью ср-х или отн-х величин –рассч-ся по ср ар взвеш: Y_ср = ∑Y_iX_i/∑X_i. X_i - признак-вес, в кач-ве кот берется основание для расчета ср или отн-й величины. Расчет ср уровня моментного др. Прим-ся ср ар взвеш, если имеются данные за неравные пром времени. В эт случ необх учитывать продолж-ть врем, в теч кото данный урь сохранялся. Y_ср = ∑Y_it/∑t. t - отрезок времени, в теч кот действовал данный ур. Если уровни ряда разделяют равные промежутки времени, то для расчета ср ур прим-т среднюю хронологич-ю. Y=(Y₁/2 +Y₂ +…+Y_n/2)/(n-1), n – число слагаемых. Порядок расчета ср d и ср T. Не зав от вида ДР. Расчет этих динамич ср-х осущ-ся по ф-лам невзвеш ср-х. d_ср = ∑d_{i цеп}/ ∑t. d = (Y_n- Y₀)/n - если промежутки м/у уровнями др равные. Обозн-я. Y_n - в идр - это ур за последний интервал, в МДР - это уровень на конец осредн-го периода. Y_o- нач ур др, которым в идр выступает конечн ур предшеств-го периода, в мдр – это ур на нач периода. n - число интервалов времени, разд-х нач и конечн уровни. В ряде случаев, когда отсутств инфа о конечн уровне предыд периода, исп-ся ф: dсp = (Y_n- Y₁)/(n-1). Y₁- нач ур ряда в текущем периоде. Порядок расчета ср Т. При расчете ср за период темпа роста исп-ся геом-я ср из цепных темпов роста: ,. Либо, ср темп роста можно найти как корень n-ой степ из базисн темпа роста: . Ср темп прироста опр-ся как разность м/у ср темпом роста и 100% (1): К ср =Тср -100, %. Прим-е дин ср-х. Обобщ-е пок-ли динамики исп-ся не т для хар-ки особ-тей разв-я яв-я, но и для нах-я -х ур-ей ДР. В ст-ке проводят интерполяцию и экстраполяцию данных. Интерп – нахожд-е неизв ур внутри ДР. Экстрап отн-ся к упрощ методам прогн-я, и озн-ет выход за пред исходного дин ряда. Y_i=Y_i-1+dср. Y_i=Y_i-1*Tср. Y_i=(Y_i-1+ Y_i+1)/2. Опр-е прогнозного зн-я. Y, = Y_n + dср *t. Y_t = Y_n * Tcp^t. t - период прогн-я. Методы выр-я ДР. Наряду с получением обобщ-х пок-лей дин-ки, важно провести иссл-е общей тенд разв-я, т.е. выявить ТРЕНД. Важно абстраг-ся от влияния на него случа-х, несуществ-х ф-ров и выделить действие сист-х, сущ-х ф-ров. Осн методы выявл-я тренда. 1. метод выравн-я ДР по скользящей средней (сглаживание ДР). 2. метод анал выравн-я. Метод вырав-я ДР по скользящей средней. Суть метода: опр-ся средние ур за последоват взятые отрезки времени путем постеп передв-я начала периода на ед времени. Период сглаживания. Если период сглаж-я нечетный, то ср-е опр-ся по ф прост ср ар: Y, = ∑Y_i/n_i,. Y_i - исх уровни ряда. n_i - период скольж-я. Зн-е получ-й ср-й отн-ся к сер данного периода. Если период скольж-я четный, то выравн-е мб проведено с пом хронолог ср. Недост-ки метода скольз ср. 1, выровненными оказ-ся не все ур ДР (ряд сокр-ся, чем больше период скольж-я; тем более сокр-ся ДР); 2. скользящая ср предп-ет лин тенденцию разв-я явл-й; 3. при данном спос выравн-я нет мат формулы, выражающей тенд разв-я. Невозм исп-ть данную инфу для прогноз-я явл-я в целом. Эти недост-ки устр-ся при исп-нии метода анал выравн-я ДР. Метод анал выр-я ДР. Смысл данного метода: в замене фактич-х данных сглаженными, опред-ми по выбранной мат формуле. При этом, уровни ДР рассм-ся как ф-я от врем: Y_t = f(t). Выбор формы ур-я тренда. Осн-ся на изуч: 1. граф ДР 2. пок-лей динамики, т.е. абс прироста, темпов роста и темпов прироста. Ур-е прямой. Если в ДР наиб стаб-ми явл-ся цепные абс прироста, используют ур-е прямой: d, = const. Y_е = a+bt. a,b –пар-ры ур-я (ОМНК). t – время. Ур-е экспоненты. Если примерно один явл-ся цепные темпы роста: Т, = const. Y_t = ab^t. Ур-е параболы второго порядка. Если прим один явл-ся приросты абс-х приростов (вторые разности): ∆" = d_i – d_i-1. Yt = a+bt+ct²