- •2 Методологічні основи статистичного аналізу соціально-економічних явищ і процесів
- •Більш широко використовується середня гармонічна зважена:
- •3 Статистичний аналіз показників діяльності підприємства
- •3.1 Побудова рядів розподілу економічних показників та визначення їх основних статистичних характеристик
- •Таблиця 3.64 – Розрахунки міжгрупової дисперсії
- •Таблиця 3.72 – Розрахунки міжгрупової дисперсії
- •Таблиця 3.81 – Розрахункова таблиця для визначення параметрів однофакторного зв'язку та їхньої оцінки
- •Таблиця 3.82 – Розрахункова таблиця для визначення параметрів однофакторного зв'язку та їхньої оцінки
- •Таблиця 3.92 – Розрахункова таблиця для визначення параметрів багатофакторного зв'язку та їхньої оцінки
Таблиця 3.82 – Розрахункова таблиця для визначення параметрів однофакторного зв'язку та їхньої оцінки
№ з/п |
|
|
|
|
|
|
|
| ||
1 |
16,10 |
57,80 |
259,21 |
3340,84 |
930,58 |
65,31 |
-7,51 |
56,46 |
-16,58 |
274,96 |
2 |
14,20 |
62,80 |
201,64 |
3943,84 |
891,76 |
70,18 |
-7,38 |
54,43 |
-11,72 |
137,31 |
3 |
18,60 |
62,50 |
345,96 |
3906,25 |
1162,50 |
58,91 |
3,59 |
12,86 |
-22,98 |
528,16 |
4 |
15,50 |
59,80 |
240,25 |
3576,04 |
926,90 |
66,85 |
-7,05 |
49,70 |
-15,05 |
226,38 |
5 |
9,50 |
75,80 |
90,25 |
5745,64 |
720,10 |
82,21 |
-6,41 |
41,09 |
0,31 |
0,10 |
6 |
13,10 |
68,60 |
171,61 |
4705,96 |
898,66 |
72,99 |
-4,39 |
19,31 |
-8,90 |
79,24 |
7 |
10,20 |
80,70 |
104,04 |
6512,49 |
823,14 |
80,42 |
0,28 |
0,08 |
-1,48 |
2,18 |
8 |
13,90 |
73,70 |
193,21 |
5431,69 |
1024,43 |
70,95 |
2,75 |
7,58 |
-10,95 |
119,90 |
9 |
10,20 |
71,00 |
104,04 |
5041,00 |
724,20 |
80,42 |
-9,42 |
88,70 |
-1,48 |
2,18 |
10 |
9,10 |
72,70 |
82,81 |
5285,29 |
661,57 |
83,23 |
-10,53 |
110,97 |
1,34 |
1,79 |
11 |
5,70 |
89,00 |
32,49 |
7921,00 |
507,30 |
91,94 |
-2,94 |
8,63 |
10,04 |
100,85 |
12 |
11,10 |
72,90 |
123,21 |
5314,41 |
809,19 |
78,11 |
-5,21 |
27,19 |
-3,78 |
14,30 |
13 |
11,00 |
80,50 |
121,00 |
6480,25 |
885,50 |
78,37 |
2,13 |
4,54 |
-3,53 |
12,43 |
14 |
13,10 |
83,40 |
171,61 |
6955,56 |
1092,54 |
72,99 |
10,41 |
108,28 |
-8,90 |
79,24 |
15 |
6,20 |
85,70 |
38,44 |
7344,49 |
531,34 |
90,66 |
-4,96 |
24,58 |
8,76 |
76,78 |
16 |
8,90 |
101,90 |
79,21 |
10383,61 |
906,91 |
83,75 |
18,15 |
329,57 |
1,85 |
3,42 |
17 |
2,10 |
90,90 |
4,41 |
8262,81 |
190,89 |
101,15 |
-10,25 |
105,14 |
19,26 |
370,88 |
18 |
7,70 |
79,70 |
59,29 |
6352,09 |
613,69 |
86,82 |
-7,12 |
50,67 |
4,92 |
24,23 |
19 |
4,10 |
90,70 |
16,81 |
8226,49 |
371,87 |
96,03 |
-5,33 |
28,45 |
14,14 |
199,89 |
20 |
5,80 |
85,30 |
33,64 |
7276,09 |
494,74 |
91,68 |
-6,38 |
40,73 |
9,79 |
95,77 |
21 |
3,20 |
113,70 |
10,24 |
12927,69 |
363,84 |
98,34 |
15,36 |
235,99 |
16,44 |
270,34 |
22 |
2,40 |
100,10 |
5,76 |
10020,01 |
240,24 |
100,39 |
-0,29 |
0,08 |
18,49 |
341,89 |
23 |
9,30 |
102,50 |
86,49 |
10506,25 |
953,25 |
82,72 |
19,78 |
391,17 |
0,83 |
0,68 |
24 |
9,90 |
103,80 |
98,01 |
10774,44 |
1027,62 |
81,19 |
22,61 |
511,39 |
-0,71 |
0,50 |
|
230,90 |
1965,50 |
2673,63 |
166234,23 |
17752,76 |
1965,62 |
-0,12 |
2307,60 |
0,12 |
2963,40 |
|
9,62 |
81,90 |
111,40 |
6926,43 |
739,70 |
81,90 |
0,00 |
96,15 |
0,00 |
123,48 |
Таким чином, рівняння регресії має вигляд Y=106,53-2,56x
Зв'язок між продуктивністю праці та плинністю кадрів є сильним, але зворотнім.
Для встановлення адекватності моделі можна також використовувати F-критерій Фішера. У випадку парної кореляції для лінійної моделі розрахункове значення F можна знайти за формулою 2.92б
Одержане розрахункове значення F порівняємо з табличним (критичним) F0,05(1, 22)=4,35. Отриманий показник Fрозр ≥ Fтабл, відповідно вплив фондоозброєності на продуктивність праці істотний.
Необхідно також здійснювати оцінку статистичної значущості коефіцієнтів b0 та b1. Така оцінка здійснюється за допомогою t-критерію Ст'юдента (див. формулу 2.99).
Розрахункові значення t-критерію Ст'юдента порівняємо з табличними при рівні істотності =0,05 та числі ступенів свободи n-m-1 (де n – обсяг вибірки, m - кількість факторних ознак, що включено до моделі, тобто для однофакторної моделі число ступенів свободи дорівнює n-2). t0,05;22=2,07. Параметр визнається істотним, якщо розрахункове значення більше табличного. У даному випадку обидва показники є більшими за критичний, тобто зв'язок є істотним.
За відповідними розрахунками можливо також одержати прогноз довірчого інтервалу для значення yn+1 та для його математичного очікування Myn+1.
Для значення yn+1 границі довірчих меж визначаються за формулою 2.94а. Для значення Myn+1 границі довірчих меж визначаються за формулою 2.94 б; 2.94в.
Виконаємо розрахунки двох прогнозів. У першому випадку покладемо , тобто прогнозне значення фактора прийнято на середньому рівні поточного року.
Як бачимо, перший прогноз довірчого інтервалу складатиме
Тобто у наступному періоді з ймовірністю 0,954 за умов не змінності фондоозброєності середня продуктивність праці складатиме не менше 63,85 грн./люд-годину і не більше 99,95 грн./люд-годину.
Граничні межі для математичного очікування першого прогнозу дорівнюють:
У другому випадку розрахуємо прогноз за умови зростання середньої величини факторної ознаки на 15%, тобто
Граничні межі для математичного очікування другого прогнозу:
Якщо середня фондоозброєність підприємства збільшиться на 15%, то з ймовірністю 0,954 середня продуктивність праці складатиме не менше 64,08 грн./люд-годину та не більше 99,72 грн./люд-годину.
Таким чином, між продуктивністю праці та фондоозброєністю встановлений прямий лінійний зв'язок. Коефіцієнт кореляції показує, що даний зв'язок є сильним.
3.3 Побудова та аналіз моделі багатофакторного зв'язку
Підприємство функціонує у маркетинговому середовищі, на нього впливають різні чинники. Тому на практиці часто використовують рівняння множинної| регресії, коли на величину результативної ознаки впливають два і більш фактори.
Перша умова для проведення кореляційного аналізу – це однорідність досліджуваної інформації. Критерієм однорідності інформації служать коефіцієнти варіації, які розраховуються по кожному факторному й результативному показнику. Мінливість варіаційного ряду для продуктивності праці і фондоозброєності є значною. Вихідна інформація про плинність кадрів є не однорідною, тому відкинемо нетипові спостереження.
Виходячи з розрахованих у підрозділі 3.2 показників продуктивність праці має істотний зв'язок як з фондоозброєністю, так і з плинністю кадрів.
Після відбору факторів і оцінки початкової інформації важливим|поважним| завданням є моделювання зв'язку між факторним і результативним показником (див. формулу 2.95а).
Рішення задачі багатофакторного кореляційного аналізу передбачає визначення парних коефіцієнтів кореляції, які характеризують тісноту зв'язку між парами змінних, що розглядаються (без врахування їхньої взаємодії з іншими змінними). У підрозділі 3.2 розраховано показники кореляції ryx1=0,84, ryx2= -0,75.
Розрахуємо
Зв'язок між фондоозброєністю та плинністю кадрів є сильним і зворотнім.
Показником тісноти зв'язку між результативною та факторними ознаками є коефіцієнт множинної кореляції:
Коефіцієнт R2=0,732=0,53 має назву множинного коефіцієнту детермінації та показує, яка частка варіації результативної ознаки обумовлена впливом факторів, що враховано. Як бачимо, 53% варіації продуктивності праці обумовлена впливом фондоозброєності та плинності кадрів.
Таблиця 3.91 – Додаткова регресійна статистика
-0,86 |
0,83 |
47,66 |
0,60 |
0,22 |
16,51 |
0,73 |
8,18 |
|
28,90 |
21,00 |
|
3864,02 |
1403,95 |
|
Використовуючи одержані дані запишемо рівняння множинної регресії:
Параметр рівняння називають приватним коефіцієнтом регресії. Він показує, як в середньому змінюється результативна ознакаіз зміною факторної ознакина одиницю за умови, що інші факторні ознаки залишаються незмінними. Так, якщо фондоозброєність та плинність кадрів збільшаться кожна на одиницю, а інші чинники впливу залишаться незмінними, то продуктивність праці зменшитьсяна 0,03 грн./люд-годину.
Наступним етапом є розрахунок та перевірка статистичної значущості коефіцієнту детермінації, що відповідає визначеному теоретичному рівнянню, та значущості коефіцієнтів регресії.