Контрольная работа по "Правовая статистика"

В связи с отсутствием обобщенного учета административных правонарушений в СССР и России в динамике по годам (кроме 1990 и 1991 гг.), мы вынуждены обратиться к параллельному ряду правонарушений и преступлений за 1990 г. по 14 союзным республикам (Эстония данных об административных правонарушениях не представляла) и по этим показателям рассчитать коэффициент парной корреляции (табл. 4).

Из таблицы видно, что самый низкий коэффициент административной правонарушаемости в Азербайджане (2307), а самый высокий — в Белоруссии (18 630). В среднем по Союзу на одно преступление приходилось 16,3 правонарушения. Взяв параллельные ряды коэффициентов административной правонарушаемости (х) и коэффициентов преступности (у) и отложив х по оси

Соотношение правонарушений и преступлений в СССР по союзным республикам в 1990 г. (ранжированных по значению коэффициента правонарушаемости)

					Число
Республика	Правонарушения		Преступления		правонарушений
	Абсолют-	На 100	Абсолют-	На 100	на одно
	ные показа-	тыс. насе-	ные пока-	тыс. насе-	престу-
	тели	ления	затели	ления	пление
Азербайджан	161 108	2307	15411	216,6	10,6
Армения	161 223	4870	12 110	365,8	13,3
Грузия	402 683	7438	19711	364,1	20,4
Киргизия	438 738	11 045	29654	364,1	16,1
Таджикистан	686 035	13 112	16887	322,8	40,6
Литва	503 679	13582	37056	99,3	13,6
Туркменистан	501 750	13895	18618	515,6	26,9
Украина	7 309 204	14 170	369 809	716,9	19,8
Казахстан	2 447 888	14730	148 053	890,9	16,5
Узбекистан	3 024 148	14951	88 155	435,8	34,3
Молдавия	726 607	16668	43017	986,8	16,9
Латвия	459 294	17 179	34687	1297,4	13,2
Россия	26559817	17987	1 839 451	1242,5	14,5
Белоруссия	1 908 346	18630	75699	741,3	25,1
Эстония	Данных нет		23807	1511,1
СССР	45 387 520	15779	2 786 605	968,8	16,3

абсцисс, а у — по оси ординат, мы получим график, представленный на рис. 4.

Несмотря на недостатки административной практики и учета правонарушений, параллельные ряды учтенных преступлений и правонарушений указывают на тесную связь прироста правонарушений с приростом преступлений, хотя далеко не всегда рост правонарушений связан с ростом преступлений. Но если исходить из теоретически выравненного ряда по прямой, то увеличение выявленных правонарушений на 1000 единиц статистически влекло за собой 40-50 преступлений или 20—25 правонарушений на одно преступление. Все это свидетельствует о неполной прямой и значимой корреляционной связи, которая приближается к +0,7.

Порядок поэтапного расчета парного коэффициента корреляции мы покажем на более простом с точки зрения вычислений примере. Предположим, что мы имеем два статистических

Число правонарушений на 100 тыс. населения

Годы	1994	1993	1995	1997	1992	1991	1996
Число административных правонарушений (х)	38	45	59	68	75	79	93
Число преступлений (у)	6	5	4	8	7	10	12

ряда, характеризующих за 7 лет количество административных проступков (х) и преступлений (у), совершенных на каком-то крупном предприятии (табл. 5).

В данной таблице годы расположены не хронологически, а в порядке возрастания числа административных правонарушений. Сравнение показателей параллельного ряда свидетельствует о том, что с возрастанием количества правонарушений (х) на предприятии росло и количество преступлений (у), хотя и не во всех случаях. В 1992, 1993, 1995 г. число правонарушений росло, а число преступлений сокращалось. Если между показателями х и у существует прямая корреляционная связь, то данные отклонений обусловлены влиянием других факторов, от которых необходимо абстрагироваться. Произведем вычисление коэффициента корреляции по трем этапам.

1  этап. Чтобы устранить влияние других факторов и показать связь роста преступлений только с увеличением административных правонарушений, необходимо обратиться к аналитическому выравниванию фактического ряда преступлений (у) по прямой, в результате которого мы получим теоретически сглаженный ряд преступлений (у) (см. рис. 4). Для получений теоретического ряда в данном случае может быть применен" известное прямолинейное корреляционное уравнение

У - а + Ьх,

гдеу — значение выровненного теоретического ряда признака следствия (преступлений); х — реальное значение признака-фактора (правонарушений); а и 6 _ параметры, которые вычисляются способом наименьших квадратов (о — значение У при х = 0; Ь — коэффициент пропорциональности, характеризующий изменение среднего значения у при изменении х на единицу измерения).

2  этап. Как видно из приведенного уравнения, в правой его части нам неизвестны параметры а и Ь. Они находятся спецспособом наименьших квадратов, представляющим собой систему двух нормальных уравнений, которые мы приводим без доказательств (I — знак суммы; п — число лет; остальные обозначения -- прежние):

После преобразований корреляционного уравнения и уравнений находим:

Для нашего примера указанные коэффициенты будут иметь следующие значения:

1х = 38+45+59+68+75+79+93 = 457 (сумма  правонарушений); •Ly = 6+5+4+8+7+10+12 = 52 (сумма преступлений);

и = 7 (число лет);

Гх = 38 +45 +59 +68 +75 +79 +93 = 32089 (сумма квадратов правонарушений);

Ъу => б +5 +4 +8 +7 +10 +12 = 434 (сумма квадратов преступлений);

Ixy = 38 • 6+45 • 5+59 • 4+68 • 8+75 • 7+79 • 10+93 • 12 = 3664 (сумма произведений преступлений и правонарушений);

(Zx) = (38+45+59+68+75+79+93) = 208 849 (квадрат суммы преступлений).

Подставляя полученные данные в вышеприведенные формулы, рассчитаем значения а и Ь:

32089-52-4573664      -5820

7-32089-208849        15774 7 3664-457 52    _   1884 7-32 089-208849 ~ 15 774

= -0,3689 = -0,37; = +0,1194 = 0,12.

Итак, а = -0,37; b = +0,12. Имея значения а и Ь, мы можем решить прямолинейное корреляционное уравнение "у = а + foe для каждого значения л::

yxt = -0,37 + 0,12-38 = 4,19,

ух2 = -0,37 + 0,12 • 45 = 5,03,

ухъ = -0,37 + 0,12 -59 = 6,71,

Jx4 =-0,37+ 0,12-68 = 7,79,

ух5 = -0,37 + 0,12 -75 = 8,63,

ух6 = -0,37 + 0,12 -79 = 9,11,

рх7 =-0,37+ 0,12-93= 10,79. 

3 этап. Получив выровненный  теоретический ряд преступлений (У), заменим им фактический ряд преступлений (у), совершенных на предприятии, и продолжим расчет коэффициента корреляции по следующей формуле:

где Я — коэффициент корреляции; dx — отклонение от средней признака-фактора (правонарушений); dy - отклонения от средней признака-следствия (преступлений).

Расчет остальных показателей демонстрируется в табл. 6. Перейдя от буквенных выражений к их числовым значениям, определяем коэффициент корреляции:

+ 270,67

________________ +270,67

,/2253,32 • 32,52   ~   270,70

= +0,999.

Коэффициент корреляции между состоянием административной правонарушаемости и преступными деяниями на предприятии в нашем условном примере равен +0,999. Он свидетельствует о наличии прямой связи между изучаемыми явлениями, и эта связь близка к функциональной. В реальных криминологических и социально-правовых условиях такой высокий коэффициент корреляции практически не встречается. Коэффициент парной корреляции между нарушениями общевойсковых уставов и преступлениями (связи между которыми действительно очень тесны), рассчитанный автором в 70-е гг. по реальным данным 20 округов (групп войск, флотов), составил +0,725*. Аналогичный показатель (+0,7) мы получили и при расчете искомого коэффициента корреляции между административными правонарушениями и преступлениями в СССР в 1990 г., базисные показатели которых приводились в начале параграфа.

Возможные значения степени тесноты корреляционной связи, измеряемой данными коэффициентами корреляции, лежат в пределах от —1 до +1. Коэффициенту, равному — 1, соответствует полная обратная связь, 0 — отсутствие всякой связи, +1 — полная прямая связь, а дробным значениям — определенная степень прямой или обратной связи.

В юридической науке была попытка разработать специальный коэффициент корреляции между показателями судимости и наказания, однако она не получила какого-либо распространения. Тем не менее, мы приводим эту формулу, чтобы усовершенствовать измерения между индексами судимости и наказания . В 70-е гг. было предложено рассчитывать коэффициент парной корреляции между индексами судимости и наказания по следующей формуле (мы изменили наименование символов, приблизив их к названиям обозначаемых явлений):

где Д — коэффициент корреляции между индексами судимости и наказания;

С — индекс судимости; С — средний индекс судимости (средний арифметический за изучаемые годы); Н — индекс наказания; Н — средний индекс наказания (средний арифметический за изучаемые годы); £ — знак суммы; л — число лет, за которые рассчитывается коэффициент корреляции.

 

 

 

Список используемой литературы

 

1. Лунев В.В. Юридическая статистика: Учебник. – М.: Юристъ, 1999. – 400 с.
2. Савюк Л.К. Правовая статистика: Учебник. – М.: Юристъ, 1999. – 588 с.116
3. Остроумов С.С. Советская судебная статистика. – М.: Наука, 1976. – 415 с.
4. Теория статистики: Учебник / Под ред. проф. Р.А. Шматловой. – М.: Юристъ, 1996. – 175 с.
5. Статистический словарь / Под ред. М.А. Королева. – М.: Юристъ, 1989. – 809 с.
6. Кузьмичева С.К., Соломаха Г.И. Статистика. Ч. 1. Основы общей теории и уголовной статистики.– Горький, 1979. – 385 с.
7. Вицин С.Е. Системный подход и преступность: Учебное пособие. – М.: Юристъ, 1980. – 231 с.
8. Иванов О.В. Теория статистической группировки. – М.: Юристъ, 1992. – 193 с
9. Уголовный кодекс Российской Федерации. – М., 1998. – 750 с.
10. Герчук Я.П. Графические методы в статистике. – М.: Наука,1968. – 98 с.
11. Маслов П.П. Техника работы с цифрами. – М.: Наука, 1969. – 69 с.
12. Концепция судебной реформы в Российской Федерации / Сост. С.А. Пашнин. – М.: Юристъ,1992. – 75 с.
13. Суслов И.П. Теория статистических показателей. – М.: Юристъ, 1975. – 193 с.
14. Блувштейн Ю.Д. Криминалистическая статистика. – Минск: Юристъ, 1981. – 223 с.