Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:
Курсовая работа - Статистические методы в исследовании доходов населения.doc
Скачиваний:
65
Добавлен:
02.05.2014
Размер:
204.8 Кб
Скачать

Глава 2. Аналитическая часть

Ι. Имеются данные о доходах населения РФ, млрд. руб.

Таблица № 1. Исходные данные.

Показатели

2000 год

2001 год

2002 год

2003 год

Доходы, млрд.руб.

оплата труда

2496,5

3421,4

3797,8

4139,6

социальные трансферты

551,1

808,3

897,2

977,9

доходы от собственности

270,9

304,6

338,1

368,5

доходы от

предпринимательской деятельности

602,2

658,6

731,1

796,9

другие доходы

47,6

100,6

111,7

121,8

Источник: Российский статистический ежегодник.

Определить за каждый год:

    1. номинальные и располагаемый денежные доходы населения;

    2. прирост денег на руках у населения;

    3. структуру денежных доходов населения;

    4. индекс номинальных и располагаемых денежных доходов;

    5. по данным условия и расчетным показателям определить: абсолютные приросты, темпы роста и представьте их в одной таблице.

Для анализа динамики доходов используют понятия номинальных, располагаемых и реальных располагаемых денежных доходов.

  1. Номинальный денежный доход вычисляется по формуле:

Номинальный доход = начисленный доход

Номинальный доход =оплата труда + социальные трансферты +доходы от собственности + доходы от предпринимательской деятельности + другие доходы.

1.1. Номинальный доход:

в 2000 году = 2496,5 + 551,1 + 270,9 + 602,2 + 47,6 = 3968,3 (млрд. руб)

в 2001 году=3421,4+808,3+304,6+658,6+100,6=5293,5 (млрд. руб)

в 2002 году=3797,8+897,2+338,1+731,1+111,7=5875,9 (млрд. руб)

в 2003 году=4139,6+977,9+368,5+796,9+121,8=6404,7 (млрд. руб)

1.2. Располагаемый доход вычисляется по формуле:

Располагаемый доход= Номинальный доход – обязательные платежи и взносы*

*Таблица №2. Обязательные платежи и взносы.

Год

2000

2001

2002

2003

Обязательные платежи и взносы

309,8

473

648

784,1

Располагаемый доход:

в 2000 году = 3968,3 – 309,8 = 3658,5 (млрд. руб)

в 2001 году=5293,5-473=4820,5 (млрд. руб)

в 2002 году=5875,9-648=5227,9 (млрд. руб)

в 2003 году= 6404,7-784,1=5620,6 (млрд. руб)

2). Прирост денег на руках у населения.

Прирост денег на руках у населения = Располагаемый доход следующего года– Располагаемый доход предыдущего года

В 2001 году= 4820,5 – 3658,5=1162 (млрд. руб)

В 2002 году=5227,9-4820,5=407,4 (млрд. руб)

В 2003 году=5620,6-5227,9=392,7 (млрд. руб)

3). Динамика доходов изучается с помощью индексного метода. Вычислим индекс номинальных и располагаемых доходов:

Iноминальных доходов =Номинальный доход следующего года / Номинальный доход предыдущего года

Iноминальных доходов 2001= 5293, 5 / 3968,3 = 1,33

или 133 % - таким образом, номинальные доходы выросли на 33 %;

Iноминальных доходов 2002=5875,9 / 5293,5= 1,11

или 111 % - таким образом, номинальные доходы выросли на 11 %;

Iноминальных доходов 2003=6404,7 / 5875,9=1,09

или 109 % - таким образом, номинальные доходы выросли на 9 %;

Iрасполагаемых доходов=Располагаемый доход следующего года/ Располагаемый доход предыдущего года

Iрасполагаемых доходов в 2001 году = 4820, 5 / 3658,5 =1,317

или 131, 7 % -таким образом, располагаемые доходы населения выросли на 31,7%.

Iрасполагаемых доходов в 2002 году =5227,9 / 4820,5=1,08

или 108 % -таким образом, располагаемые доходы населения выросли на 8%.

Iрасполагаемых доходов в 2003 году =5620,6 / 5227,7=1,075

или 107,5 % -таким образом, располагаемые доходы населения выросли на 7,5%.

5). Вычислим абсолютные приросты и темпы роста. Результаты занесем в таблицу. Абсолютный прирост ΔΥ(цепной) определяется как разность между отчетным периодом yi и предыдущим периодом yi-1:

ΔΥц= yiyi-1

1). Оплата труда:

ΔYц 01 =3421,4-2496,5=924,9

ΔYц 02 =3797,8-3421,4=376,4

ΔYц 03 =4139,6-3797,8=341,8

2). Социальные трансферты:

ΔYц 01 =808,3-551,1=257,2

ΔYц 02 =897,2-808,3=88,9

ΔYц 03 =977,9-897,2=80,7

3) Доходы от собственности:

ΔYц 01 =304,6-270,9=33,7

ΔYц 02 =338,1-304,6=33,5

ΔYц 03 =368,5-338,1=30,4

4). Доходы от предпринимательской деятельности:

ΔYц 01 =658,6-602,2=56,4

ΔYц 02 =731,1-658,6=72,5

ΔYц 03 =796,9-731,1=65,8

5). Др. доходы:

ΔYц 01 =100,6-47,6=53

ΔYц 02 =111,7-100,6=11,1

ΔYц 03 =121,8-111,7=10,1

Темп роста Т(цепной) исчисляется делением показателя отчетного уровня yi на уровень предшествующего ряда yi-1,

T= yi / yi-1

1). Оплата труда:

Тц 01 =3421,4/2496,5=1,37

Тц 02 =3797,8/3421,4=1,11

Тц 03 =4139,6/3797,8=1,089

2). Социальные трансферты:

Тц 01 =808,3/551,1=1,466

Тц 02 =897,2/808,3=1,191

Тц 03 =977,9/897,2=1,08

3). Доходы от собственности:

Тц 01 =304,6/270,9=1,124

Тц 02 =338,1/304,6=1,109

Тц 03 =368,5/338,1=1,092

4). Доходы от предпринимательской деятельности:

Тц 01 ==658,6/602,2=1,093

Тц 02 =731,1/658,6=1,123

Тц 03 =796,9/731,1=1,081

5). Другие доходы:

Тц 01 =100,6/47,6=2,113

Тц 02 =111,7/100,6=1,11

Тц 03 =121,8/111,7=1,09

Таблица № 3.

Показатели

2000

2001

2002

2003

Абсолютный прирост (цепной) по годам

Темп роста (цепной) по годам в %

Доходы, млрд. руб.

01

02

03

01

02

03

оплата труда

2496,5

3421,4

3797,8

4139,6

924,9

376,4

341,8

137

111

108,9

социальные трансферты

551,1

808,3

897,2

977,9

257,2

88,9

80,7

146,6

119,1

108

доходы от собственности

270,9

304,6

338,1

368,5

33,7

33,5

30,4

112,4

110,9

109,2

доходы от предпринимательской деятельности

602,2

658,6

731,1

796,9

56,4

72,5

65,8

109,3

112,3

108,1

другие доходы

47,6

100,6

111,7

121,8

53

11,1

10,1

211,3

111

109

Имеются данные обследования бюджетов домашних хозяйств района:

Таблица № 4. Обследования бюджетов района

Группы домашних хозяйств

Среднедушевой доход, руб.

Число домохозяйств

1

До 500

5

2

500-1000

10

3

1000-1500

30

4

1500-2000

40

5

2000 и более

15

Определяем:

  1. Среднедушевой доход;

  2. Моду и медиану;

  3. Коэффициент вариации.

Данный ряд сгруппирован по размеру среднедушевого дохода. Интервалы групп являются открытыми. Величина смежных интервалов (шаг интервала) равна 500. Перепишем данную таблицу, принимая для первого и последнего интервала шаг интервала, равный 500.

Для расчета данных таблицы используем табличный процессор Microsoft Excel пакета Microsoft Office 1997.

Таблица № 5. Шаблон выходной таблицы

Среднедушевой доход, руб. X

Число домохозяйств, fi

Середина интервала

Xifi

Сумма накопленных частот,S

А

1

2

3

4

До 500

5

250

=C18*B18

=B18

500-1000

10

750

=C19*B19

= СУММ (B18:B19)

1000-1500

30

1250

=C20*B20

= СУММ(B18:B20)

1500-2000

40

1750

=C21*B21

= СУММ (B18:B21)

2000 и более

15

2250

=C22*B22

СУММ (B18:B22)

Итого

=СУММ(B18:B22)

=СУММ(D18:D22)

Таблица № 6. Итоговая таблица

Среднедушевой доход, руб. X

Число домохо

зяйств, fi

Середина интервала

Xifi

Сумма накопленных частот, S

А

1

2

3

4

5

1

1- 500

5

250

1250

5

2

500-1000

10

750

7500

15

3

1000-1500

30

1250

37500

45

4

1500-2000

40

1750

70000

85

5

2000-2500

15

2250

33750

100

Итого

100

150000

1). Средней величиной в статистике называется обобщающий показатель, характеризующий типичный уровень явления в конкретных условиях места и времени, отражающий величину варьирующего признака в расчете на единицу качественно однородной совокупности. Выбор средней определяется экономическим содержанием показателя и исходных данных. В данной задаче в каждую группу объединены одинаковые варианты, т.е. варианты имеют различный вес, поэтому вычисляется средняя арифметическая взвешенная:

_

X=Σxi fi / Σfi

_

Получаем X = 150000/100 = 1500 (руб.)

  1. Мода – это величина признака (варианта), который наиболее часто встречается в данной совокупности, т.e. это варианта, имеющая наибольшую частоту. Моду находим по формуле:

fM0 – fM0-1

M0 =XM0 + hM0 ----------------------------

(fM0 – fM0-1)+( fM0 – fM0+1)

где: XM0 минимальная граница модального интервала;

hM0 - величина модального интервала;

fM0, fM0-1, fM0+1частоты модального интервала, предшествующего и следующего за ним.

M0 = 1500+500 *(40-30/ (40-30)+(40-15)) =1643

Отразим нахождение моды на графике (рисунок № 1)

Рисунок № 1. Нахождение моды.

Медиана – варианта, находящаяся в середине ряда распределения. Медиану находим по формуле:

0,5*fS(-1)

Mе =XMе + hMе ----------------------------

fMе

где: XMе - нижняя граница медианного интервала;

hMе - величина медианного интервала;

0,5*f - полусумма частот ряда;

S(-1) - сумма накопленных частот, предшествующих медианному интервалу;

fMе - частота медианного интервала.

= 1000+500*(0.5*100-15/ 30) =1583

Отразим нахождение медианы на графике (рисунок № 2)

Рисунок № 2. Нахождение медианы.

  1. Коэффициент вариации

σ

V = ----*100 %

X

Показатель вариации отражает тенденцию развития явления, т.e. действие главных факторов. Показатель вариации выражается в процентах. Для расчетов необходимо найти среднее квадратическое отклонение.

(Xi-X) 2fi

σ=√ --------------- - взвешенное;

fi

26245000

σ=√ --------------- =512.3

100

512.3

V = -------*100 %= 34.2 %

1500

Коэффициент вариации используют также как характеристику однородности совокупности. Совокупность считается однородной, если коэффициент вариации не превышает 33%. В данном примере можно сделать вывод, что совокупность не является однородной.

Имеются следующие данные о распределении общего объема денежных доходов населения РФ:

Таблица № 7. Распределение общего объема денежных доходов населения

2000 год

2001 год

Денежные доходы–всего, %

100

100

В том числе по 20-процентным группам населения:

Первая (с наименьшими доходами)

6,0

5,9

Вторая

10,4

10,4

Третья

14,8

15,0

Четвертая

21,2

21,7

Пятая (с наибольшими доходами)

47,6

47,0

Коэффициент Джини (индекс концентрации доходов)

Строим расчетную таблицу:

Таблица № 8. Итоговая

Год

Социальная группа населения

Доля населения, xi

Доля в общем объеме денежных доходов, yi

Расчетные показатели

cum yi (S)

xiyi

Xicum yi (S)

А

1

2

3

4

5

6

2000 (базисный)

1

0,2

0,06

0,060

0,0120

0,0120

2

0,2

0,104

0,164

0,0208

0,0328

3

0,2

0,148

0,312

0,0296

0,0624

4

0,2

0,212

0,524

0,0424

0,1048

5

0,2

0,476

1,0

0,0952

0,2000

Итого

1,0

1,0

-

0,2

0,4120

2001(отчетный)

1

0,2

0,059

0,059

0,0118

0,0118

2

0,2

0,104

0,163

0,0208

0,0326

3

0,2

0,150

0,313

0,0300

0,0626

4

0,2

0,217

0,530

0,0434

0,1060

5

0,2

0,470

1,0

0,0940

0,2000

Итого

1,0

1,0

-

0,2

0,4130

Рассчитываем коэффициент концентрации доходов Джини по формуле: n n

G=1-2∑xicum yi+∑xiyi

i=1 i=1

для 2000 года (базисного): G = 1 – 2 * 0,4120 + 0,2 = 0,376

для 2001 года (отчетного): G = 1 – 2* 0,4130 + 0,2 = 0,374

Уменьшение коэффициента Джини до 0,374 в отчетном году с 0,376 в базисном свидетельствует об ослаблении дифференциации доходов населения РФ. Наиболее обеспеченная группа населения сконцентрировала в отчетном году 47,0% доходов против 47.6 в базисном; доля наименее обеспеченной группы сократилась до 5,9 в отчетном году против 6,0 в базисном.

Построим кривую Лоренца для каждого года (рисунок № 3)

Рисунок № 3. Кривая Лоренца.

Заключение.

Социальная статистика занимается всесторонним и глубоким изучением состояния и развития экономики страны, различных социальных процессов, происходящих в ней, их закономерностей, путем сбора, обработки, анализа и обобщения данных о них. На современном этапе рыночных отношений можно выделить такие основные задачи: на базе современной системы статистических показателей, методологии их расчета и методов сбора статистической отчетности завершить создание модели государственной статистики, адаптированной к условиям развития рыночных отношений; усилить интегрирующие функции органов государственной статистики в общем процессе информационного отображения общественных явлений в стране; сформировать единую методологическую основу для отраслевых систем статистической информации; обеспечить высокую оперативность и максимальную достоверность статистических данных; повысить программно-технологический и технический уровень системы.

Показатели, изучаемые в данной отрасли, используются в изучении мероприятий по социальной защите населения России, в том числе, индексации доходов населения. При этом устанавливается порог повышения индекса цен по фиксированному набору товаров и услуг, который и служит своеобразным сигналом корректировки доходов.

Литература.

  1. В.М. Гусаров. Теория статистики: М.: «Аудит», издательское объединение «ЮНИТИ», 1998.

  2. Сабирьянова К. Микроэкономический анализ динамических изменений на Российском рынке труда. Вопросы экономики, N 1, 1998.

  3. Лапунина Л., Четверина Т. Напряженность на Российском рынке и механизмы ее преодоления: Вопросы экономики, N 2, 1998.

  4. Практикум по статистике: Учебное пособие для вузов/ под редакцией В.М. Симчеры/ ВЗФЭИ.-М.: ЗАО «Финстатинформ», 1999.

  5. Российский статистический ежегодник 2002. Госкомстат

  6. Социальная статистика: Учебник/ Под ред. чл.-кор. РАН И.И. Елисеевой.- 3-е изд., перераб. и доп.- М.: Финансы и статистика, 2002.- 480 с.: ил.

  7. Общая теория статистики: статистическая методология в изучении коммерческой деятельности, Учебник / под редакцией А.А. Спирина, О.Э. Башиной: М.: «Финансы и статистика», , 1994.

  8. Курс социально - экономической статистики. Учебник / под редакцией М.Г. Назарова: М.: ЗАО «Финстатинформ», «Юнити», 2000.

9. Интернет ресурс: www.superbroker.ru

(Дополнение к работе!)

Корреляционно-регрессионный анализ.

Корреляционно-регрессионный метод исследования состоит их двух этапов. К первому этапу относится корреляционный анализ, а к второму регрессионный.

Корреляционный анализ имеет своей задачей количественное определение тесноты связей между двумя признаками при парной связи между результативным и множеством факторных признаков при многофакторной связи.

Регрессионный анализ заключается в определении аналитического выражения связи, в которой изменение одной величины (результативного признака) обусловлена влиянием одной или нескольких независимых величин (факторов). Такая зависимость выражается уравнением прямой: y= a0+a1x,

где y –индивидуальное значение результативного признака,

X - индивидуальное значение факторного признака,

a0 и a1 –параметры равнения регрессии.

na0 + a1 ∑x=∑y,

a0 ∑x + a1 ∑x2 = ∑xy

Исследуем данные обследования бюджетов домашних хозяйств. Результативным признаком будет являться число домохозяйств, а факторным - среднедушевой доход. Для определения тесноты связи между изучаемыми признаками вычисляем коэффициент корреляции.

Имеются данные обследования бюджетов домашних хозяйств района:

Группы домашних хозяйств

Среднедушевой доход, руб.Y

Число домохозяйств, X

XY

X2

Y2

1

250

5

1250

25

62500

2

750

10

7500

100

562500

3

1250

30

37500

900

1562500

4

1750

40

70000

1600

3062500

5

2250

15

33750

225

5062500

Сумма

6250

100

150000

2850

10312500

Формула для определения коэффициента корреляции:

xy - ∑xy / n

R=------------------------------------------------------------------------------

[x2 – (∑x)2 / n] [y2 – (∑y)2 / n]

150000 – 6250*100 / 5 25000

R =------------------------------------------------------------------------------------------------------=------------------------= 0.5

√ [2850-10000 / 5] [10312500- 39062500 / 5] 46097.72

Тут вы можете оставить комментарий к выбранному абзацу или сообщить об ошибке.

Оставленные комментарии видны всем.