Перевірка однорідності відокремлених груп показників власних капіталів банків
Нижня границя інтервалу, млн.грн |
Верхня границя інтервалу, млн.грн |
Кількість статис-тичних одиниць |
млн.грн |
млн.грн |
млн.грн |
% |
101,0 |
16214,0 |
158 |
2207,7 |
6743210,0 |
2596,0 |
117,6 |
16214,0 |
32327,0 |
8 |
22092,8 |
13734024,0 |
3705,0 |
16,8 |
32327,0 |
48440,0 |
5 |
36633,8 |
6518825,0 |
2553,0 |
6,9 |
48440,0 |
64553,0 |
1 |
51347,0 |
0,0 |
0,0 |
0,0 |
64553,0 |
80666,0 |
2 |
74535,5 |
483084,0 |
695,0 |
0,9 |
80666,0 |
96779,0 |
0 |
0, |
0,0 |
0,0 |
0,0 |
96779,0 |
112892,0 |
0 |
0 |
0,0 |
0,0 |
0,0 |
112892,0 |
129005,0 |
0 |
0 |
0,0 |
0,0 |
0,0 |
129005,0 |
145118,0 |
1 |
145118,0 |
0,0 |
0,0 |
0,0 |
,
,
,
,
Бачимо, що при побудові інтервального ряду з рівними інтервалами однорідність в межах окремих інтервалів відсутня, отже згруповані таким чином дані неможна використовувати для подальших статистичних досліджень.
Отже, для виділення однорідних груп необхідно провести побудову інтервального ряду з нерівними інтервалами.
Для цього проведемо розрахунки за аналогічними формулами і наведемо їх у таблиці 3.
Таблиця 34
Перевірка однорідності відокремлених груп показників банківських активів при побудові варіаційного ряду з нерівними інтервалами
№ інтервалу |
Нижня границя інтервалу, млн.грн |
Верхня границя інтервалу, млн.грн |
Коефіцієнт варіації, % |
Кількість статистич-них одиниць |
1 |
101,0 |
228,0 |
21,5 |
15 |
2 |
231,0 |
378,0 |
15,4 |
16 |
3 |
392,0 |
525,0 |
8,5 |
18 |
4 |
528,0 |
955,0 |
18,4 |
21 |
5 |
967,0 |
1481,0 |
13,7 |
20 |
6 |
1486,0 |
2405,0 |
17,3 |
20 |
7 |
2515,0 |
3794,0 |
11,8 |
20 |
8 |
3802,0 |
6556,0 |
17,5 |
15 |
9 |
6892,0 |
16933,0 |
25,3 |
14 |
10 |
18157,0 |
27965,0 |
14,8 |
7 |
11 |
32868,0 |
51347,0 |
15,2 |
6 |
12 |
73968,0 |
145118,0 |
33,9 |
3 |
Отже, побудувавши інтервальний ряд із нерівними інтервалами, дану неоднорідну сукупність показників активів комерційних банків ми поділили на дванадцять однорідних груп. Було отримано однорідність даних в рамках окремих інтервалів. Значення коефіцієнта варіації не перевищує значення 33,3% у всіх групах крім 12-ї. Коефіцієнт варіації у 12-й групі більший на 0,6% від дозволеного значення. Фактично, це відхилення можемо вважати незначним і тому цю групу також відносимо до однорідних. Отже, будь-які статистичні дослідження можна виконувати тільки в рамках цих відокремлених однорідних груп.
Результати розрахунків та поділ на групи за однорідністю наведені в Додатку 2.
Таким чином, в даному розділі ми провели аналіз однорідності статистичної сукупності комерційних банків України з допомогою показників їх діяльності, а саме - банківських активів. Розрахунки проводилися за формулами показників варіації. В результаті дослідження ми прийшли до висновку, що сукупність комерційних банків України не є однорідною. Автором було проведено поділ комерційних банків України на 12 однорідних груп за ознакою «банківські активи».