Автор работы: Пользователь скрыл имя, 26 Декабря 2013 в 22:46, контрольная работа
Для изучения зависимости между стажем работы рабочего и месячной выработкой продукции по данным таблицы 1.1 произведите группировку рабочих по стажу, выделив пять групп (n) с равными интервалами (по принципу «исключительно») Х=47.
Определите:
- средний по выборочной совокупности размер поставки (по способу моментов); среднее квадратическое отклонение; коэффициент вариации;
- границы среднего размера поставки по генеральной совокупности с вероятностью 0,954 (t = 2);
-границы удельного веса магазинов с размером поставки свыше 2500тыс.ед. с вероятностью 0,997 (t = 3).
Решение.
Поскольку
исходные данные являются интервальными,
то при расчете показателей
Для первого интервала средина интервала равна 1750 (1600+300/2), для шестого – 3250 (3100+300/2), для второго – 2050 (1900+(2200-1900)/2)), для третьего – 2350 (2200+(300)/2)), для четвертого – 2650 (2500+(300)/2)), для пятого – 2950 (2800+(300)/2)).
Средний размер поставки определяется способом моментов:
(3.1)
где Х - срединное значение интервального вариационного ряда
k - величина интервала (k= 300 тыс.ед).
f - частота повторения признака в совокупности
А - условная величина. За условную
величину А обычно принимается
варианта, имеющая наибольшую частоту
или доминирующее срединное
Результаты вспомогательных расчетов представлены в таблице 3.2.
Таблица 3.2 – Расчет среднего и
среднеквадратического
Группа магазинов по размеру поставки, тыс.ед. |
До 1900 |
1900-2200 |
2200-2500 |
2500-2800 |
2800-3100 |
Св 3100 |
Итого |
Середина интервала, тыс.ед.. (xi) |
1750 |
2050 |
2350 |
2650 |
2950 |
3250 |
|
Число магазинов, шт. (fi) |
53 |
57 |
61 |
92 |
63 |
56 |
382 |
xi-А |
-900 |
-600 |
-300 |
0 |
300 |
600 |
-900 |
(xi-А)/k |
-3 |
-2 |
-1 |
0 |
1 |
2 |
-3 |
(xi-А)*fi/k |
-168 |
-120 |
-64 |
0 |
66 |
118 |
-168 |
((xi-A)/k)^2*fi |
504 |
240 |
64 |
0 |
66 |
236 |
1110 |
Исходя из формулы 3.1 и таблицы 3.2, средний размер поставки по выборочной совокупности равен 2518 тыс.ед. (-168/382*300+2650).
Средние величины, характеризуя вариационный ряд одним числом, не учитывают степень вариации признака.
Среднее квадратическое отклонение цены детского костюма (σ) определяется по формуле:
. (3.2)
Дисперсия цены детского костюма (σ2) будет определяться по способу моментов:
,. (3.3)
где k – величина интервала;
А – условная величина;
- начальный момент первого
- начальный момент второго порядка;
Исходя
из формулы 3.3 и таблицы 3.2, дисперсия
размера поставки равна 233 874 (3002*((1110/382-(-168/382)2))
Исходя из формулы 3.2 и таблицы 3.2, среднее квадратическое отклонение размера поставки составляет 494,1 тыс.ед.. ( ).
Для сравнения степени вариации признака в разных совокупностях используется коэффициент вариации. Коэффициент вариации цены костюма (V) определяется по формуле:
. (3.4)
Исходя из формулы 3.4 и таблицы 3.2, коэффициент вариации размера поставки равен 19,62 % (494,1/2518*100). Совокупность считается однородной для распределений близких к нормальному, если коэффициент вариации не превышает 33 %, следовательно, изучаемая выборка является однородной.
Рассчитаем предельную ошибку выборочной средней по формуле:
, (3.5)
где t – коэффициент доверия (при р=0,954, t=2 );
μ - средняя ошибка выборки.
При случайном бесповторном отборе средняя ошибка выборочной средней определяется по формуле:
, (3.6)
где σ2 – выборочная дисперсия;
n - объем выборочной совокупности;
N – объем генеральной совокупности (по условию задачи , 10% выборка, т.е. n/N=0,1).
Тогда, исходя из формул 3.5-3.6, средняя ошибка выборочной средней равна 25,98( ), а предельная ошибка равна 47,96 (23,98*2).
Расчет средней и предельной ошибок позволит определить возможные пределы, в которых будут находиться характеристики генеральной совокупности. На основе выборочной средней интервал изменения средней цены костюма рассчитывается по формуле:
, (3.7)
где - генеральная средняя.
Исходя из формулы 3.7, средний размер поставок с вероятностью 0,954 будут колебаться в пределах от 2470,04 (2518-47,96) до 2565,96 тыс.ед. (2518+47,96).
Для определения границы удельного веса магазинов с размером поставки свыше 2500 тыс.ед. рассчитаем предельную ошибку выборочной доли при бесповторном отборе по формуле:
, (3.8)
где w – доля единиц, обладающих данным признаком в выборочной совокупности.
Доля магазинов с размером поставки свыше 2500 тыс.ед.в общем объеме равна 0,55 ((92+63+56)/382).
Тогда предельная ошибка выборочной доли магазинов с размером поставки свыше 2500 тыс.ед. будет равна 0,04 ( ).
Пределы доли признака в генеральной совокупности (р) можно рассчитать следующим образом:
. (3.9)
Исходя из формулы 3.9, границы удельного веса магазинов с размером поставки свыше 2500 тыс.ед. с вероятностью 0,997 будут следующими: от 0,51 (0,55-0,04) до 0,59 (0,55+0,04).
Таким образом, удельный вес магазинов с размером поставки свыше 2500 тыс.ед. с вероятностью 0,997 будет колебаться в пределах от 51 до 59 %.
Задача 4
Для анализа динамики ввода в действие жилой площади определите по данным таблицы 4.1:
- аналитические
показатели ряда динамики: абсолютные
приросты, темпы роста, прироста
по годам и к первому
- среднегодовое число построенных квартир;
- среднегодовые
абсолютный прирост, темпы
На основании
данных о числе построенных
квартир произведите
Таблица 4.1 – Ввод в действие жилых домов
Условный год |
Первый |
Второй |
Третий |
Четвертый |
Пятый |
Шестой |
Седьмой |
Число построенных квартир, тыс.шт. |
88,5+47 |
92,1+47 |
99,7+ 47 |
92,7+ 47 |
94,4+ 47 |
86,9 + 47 |
75,7+ 47 |
135,5 |
139,1 |
146,7 |
139,7 |
141,4 |
133,8 |
122,7 |
Решение.
Важнейшим статистическим показателем является абсолютный прирост, который показывает абсолютную скорость роста или снижения сравниваемых уровней, и рассчитывается как разность между этими уровнями (между последующим и предыдущим уровнем, принятым за базу сравнения). Измеряется в тех же единицах, что и исходная информация.
, . (4.1)
где yi - значение сравниваемого уровня ряда динамики;
y0 - значение базисного уровня ряда динамики;
yi-1 - значение предшествующего уровня ряда динамики.
Базисные показатели характеризуют итоговый результат всех изменений в уровнях ряда от периода базисного уровня до данного (i-го) периода. Цепные показатели характеризуют интенсивность изменения уровня от одного периода к другому в пределах того промежутка времени, который исследуется.
Темп (коэффициент) роста показывает относительную скорость роста уровня ряда динамики и представляет собой отношение каждого последующего уровня к предыдущему, принятому за базу сравнения.
Темп роста определяется по формуле:
. (4.2)
Темп (коэффициент) прироста показывает на сколько процентов изменился сравниваемый уровень с уровнем, принятым за базу сравнения. Темп прироста базисный и цепной определяется по формуле:
. . (4.3)
Абсолютное значение 1 % прироста определяется отношением абсолютного прироста к темпу прироста, и показывает сколько единиц в абсолютном выражении приходится на 1% прироста для данного ряда динамики. Расчет этого показателя целесообразен для цепного способа, для базисного способа он не имеет смысла (будет постоянной величиной).
. (4.4)
Средний темп роста ( )
. (4.5)
Средний темп прироста равен .
Вычисленные показатели представим в таблице 4.2.
Таблица 4.2 - Вычисленные показатели динамического ряда
Условный год |
Первый |
Второй |
Третий |
Четвертый |
Пятый |
Шестой |
Седьмой |
Число построенных квартир, тыс.шт. |
135,5 |
139,1 |
146,7 |
139,7 |
141,4 |
133,8 |
122,7 |
Абсолютный прирост, тыс.шт. |
|||||||
базисный (к первому году) |
- |
3,6 |
11,2 |
4,2 |
5,9 |
-1,7 |
-12,8 |
цепной |
- |
3,6 |
7,6 |
-7 |
1,7 |
-7,6 |
-11,1 |
Темпы роста, % |
|||||||
базисный (к первому году) |
- |
102,6 |
108,3 |
103,1 |
104,4 |
98,7 |
90,5 |
цепной |
- |
102,6 |
105,5 |
95,2 |
101,2 |
94,6 |
91,7 |
Темпы прироста, % |
|||||||
базисный (к первому году) |
- |
2,6 |
8,3 |
3,1 |
4,4 |
-1,3 |
-9,5 |
цепной |
- |
2,6 |
5,5 |
-4,8 |
1,2 |
-5,4 |
-8,3 |
Абсолютное содержание одного процента прироста, тыс. шт |
- |
1,356 |
1,391 |
1,467 |
1,397 |
1,414 |
1,338 |
Цепные показатели абсолютного прироста свидетельствуют о замедлении темпов роста числа построенных квартир в первом- третьим, пятом годах и его падении в шестом- седьмом и четвертом годах, хотя в седьмом году падение числа построенных квартир было большим, чем в четвертом и шестом годах.
За семь лет средний абсолютный прирост исследуемого показателя составил минус 2,133 тыс.шт.(-12,8/(7-1)), т.е. наблюдается снижение числа построенных квартир в среднем на 2,133 тыс.шт. в год).
Средний темп роста равен 0,905 или 90,5 %, т.е. средний прирост числа построенных квартир составил минус 9,5 % (90,5-100).
или 90,5 %.
Среднегодовое
число построенных квартир равно
137 тыс.шт. ((135,5+139,1+146,7+139,7+141,
Сокращение числа построенных квартир отражено на рисунке 4.1, где представлены фактические и сглаженные уровни динамического ряда.
Сглаженные уровни определяются по формуле прямой:
У=-1,9393ч+147,74, (4.6).
где У - число построенных квартир;
х – номер года.
Уравнение прямой получено следующим образом. Строится график числа построенных квартир , на него добавляется линия тренда (правая клавиша мыши на выделенном графике – «Добавить линию тренда»). В Окне «Добавить линию тренда» в закладке «Тип» выбираем линейная, в закладке «Параметры» ставим галочку напротив показывать уравнение на диаграмме.
Рисунок 4.1 - Графическое представление числа построенных квартир
Сглаженный ряд более наглядно показывает тенденцию снижения числа построенных квартир из года в год, которая в исходном ряду несколько «затушевалась» скачкообразными колебаниям уровней. Эффект сглаживания, устраняющего колебания уровней за счет случайных причин, хорошо виден при графическом изображении фактических и сглаженных уровней (таблица 4.3).
Таблица 4.3 – Ввод в действие жилых домов
В тыс.шт.
Показатель |
Первый |
Второй |
Третий |
Четвертый |
Пятый |
Шестой |
Седьмой |
Фактические уровни |
138,5 |
142,1 |
149,7 |
142,7 |
144,4 |
136,8 |
125,7 |
Сглаженные уровни |
145,8 |
143,9 |
141,9 |
140,0 |
138,0 |
136,1 |
134,2 |