25. Спос распр-я выб данн на ген сов-ть.

Чаще всего выб-е набл-е осущ-ся с целью получения хар-ки ген сов-ти. Сущ-ют два способа распр-я выборочных данных на ген сов-ть: способ прямого пересчета; способ поправочных коэф-тов. Способ прямого пересчета: Выборочные средние и относительные величины распространяются на генеральную совокупность с учетом предела возможной ошибки. Выб-й показатель приводится со справкой о пределах возможной ошибки, с указанием довер-х инт-лов: . Способ поправочных коэф-тов: применяется, когда целью выб-го метода явл-ся уточнение рез-тов сплошного учета. Ncкop. = Nсплош. + ∆N = Nспош. +k*Nсплош. Где Ncкop. – числ-ть ген сов-ти, скорректированная по рез-там выб-го набл-я; Nсплош. – числ-ть ген-ной сов-ти; к - поправочный коэф. к= расхождение в числ-ти (группы, типа) ген сов-ти по сплошному и выборочному отбору / численность группы по сплошному отбору. Например, известно, что поголовье фермерского стада, расположенного в 3 населенных пунктах, насчитывает 1500 голов крупного рогатого скота, по 500 - в каждом. В рез-те контрольного наблюдения в одном из населенных пунктов, численность стада зафиксирована в размере 510 голов. Оценить, какова численность фермерского стада в целом. Расхождение составило 510-500 = 10 голов. Поправочный коэффициент к= 10/500 = 0.02 (или, 2%) ∆N = k*Nсплош = 0,02 * 1500 = 30 голов. Ncкop = Nсплош. + ∆N = 1500 + 30 = 1530 голов. На основе выборки могут быть также получены значения объемных показателей для генеральной совокупности: N =. например, выборочная средняя - средняя заработная плата 1 работника, N- численность работников предприятия, тогда произведение N составит объем фонда заработной платы предприятия. Итоговый подсчет по генеральной совокупности можно получить на основе итогового подсчета по выборке: : n/N=, где - например, объем продукции 15% обсл-х предприятий отрасли; n/N - доля выборочного отбора в ген сов-ти (0,15); - искомый объем продукции в целом по отрасли. В заключение отметим, что основная проблема всех наук - выяснить причину, анализируя следствие, то есть познать законы- и закономерности нашей действительности по данным статистической выборки.

27. Пок-ли дин-ки. Абс пр, темп р, темп пр, абс сод 1%.

Движение во времени м.б. оценено через сопост-е уровней др. В рез-ате получаем новые стат пок-ли – пок-ли динамики: 1. Пок-ли абс прироста (скорость) —d. 2. Пок-ли отно-го роста (темпы роста) — T. 3. Пок-ли отн-го прироста (темпы прироста) – K. 4. Абс-е зн-е 1 % прироста – A. Принятые обозн-я. Y_i - порядк уровень ряда, Y_o - базисный ур ряда, Y_i-1 - предыдущий ур ряда, n - число интервалов времени, разд-х нач и конечн ур др. Виды пок-лей динамики в зав-ти от базы сравнения. В зав-ти от базы сравн-я пок-ли динамики мб двух видов: цепные - если сравнение осуще-ся с предыдущим уровнем, базисные – если сравн-е осущ-ся с базисным уровнем. Абс прирост d выч-ся как разность уровней ряда, выраж-ся в единицах изм-я изучаемого явл-я. Цепной абс прирост: d = Y_i - Y_i-1. Базисный абс прирост: d_o = Y_i – Y₀. Темп роста T. Это отн-е уровней ряда. Измеряется в %% или коэф-тах. Базисные темпы роста хар-ют непрерывную линию развития. По ним для люб года м. сказать, как вырос ур пок-ля по сравнению с годом, принятым за базу: T = Y_i / Y₀. Цепной темп роста хар-ет инт-ть разв-я в каждом отд периоде- нарастание или убывание, равномерное или скачкообразное развитие: T = Y_i / Y_i-1. Темп прироста. Цепной: K_i=d_i/Y_i-1 или K_{i цеп}=d_{i цеп} – 1(100). Базисный: K_i=d_i/Y₀ или K_{i баз} =d_{i баз} – 1(100). Абсолютное значение 1 % прироста. Изм-ся в единицах измерения др. Показывает насколько весом 1% прироста, каково его содержание

A_i=d_{i цеп} / K_{i цеп} = Y_i-1/100.

29. Понятие об инд. Виды инд.

index озн «пок-ль». Обычно этот термин в ст-ке исп-ся для нек обобщ-й хар-ки изм-й. Сфера прим-я индексов безгр-на: инд позв-ют измерить изм-е сложных явл-й, а не т сравнить два числа; инд позв-ют выявить роль отд-х ф-ров в общем изм-и. Инд явл-ся пок-лями сравн-й не т с прошлым годом (сравн-е во врем), но и с другими терр-ми (сравн-е в простр-ве), а также с нормативами. Индекс – пок-ль сравнений двух сост-й одного и того же явл-я (прост или сложного, сост-го из соизм-х или несоизм-х эл-тов). Кажд индекс включт 2 вида данных: оцениваемые данные, кот принято называть отчетными и обозн-ть значком «1»; те данные, кот исп-ся в кач-ве базы сравнения - базисные, обозн значком «О». Индекс чаще выраж-ся как: отчетные данные / базисные данные. Но мб выражен и в разностной форме, как разность м/у числителем и знаменателем отн-я. Индекс как отн-е мб выражен в виде коэф-тов (когда базисный ур принят за ед); в виде процентов (когда баз ур принят за 100). Если инд больше 1 (100%) ур изуч-го явл-я растет; Класс-ция индексов. В зав-ти от базы сравн-я:цепные и базисные, в зав-ти от масшт:индивид-е и общие(сводные). Сводные быв прост и аналитич-е. Аналитич быв агрегатные и средие из инд-х. Инд-е индексы. Инд-е индексы дают сравн-ю оценку отд-х эл-тов той или иной сов-ти (или отд-й ед сов-ти): I q_1/D =q_l1/q_{0 .} Общие индексы. Общ (сводные) инд хар-ют изм-е сов-ти в целом по к-л признаку: Iq_1/D =∑q_l1/∑q_0. Цепные и базисные. Виды сводных инд. В зав-ти от цели сравн-й сводные (общ) инд дел-ся на прост и аналитич. Прост инд рассч-ют для анализа сост-я к-л признака в целом по сов-ти в отчетном периоде по сравн-ю с базисным. Прост инд первичных признаков рассч-ся как соотн-е двух сумм за отч и базисн период соотв-но: I П=∑П₁/ ∑П₀. Вторичных призн-в - как соотн-е двух ср-х величин: I P_1/0 = Рср₁/Рср_о рент-ть. Аналитич инд. Аналитич инд им целью обесп-е анализа несоизм-х явл-й; выявление роли отд-х ф-ров в разв-и явл-я. При постр-и аналитич инд в расчет прин-ся не т признак, изм-е кот изуч-ся, но и связ-й с ним. Посл-й позв-ет обеспечить соизм-е разл-х признаков и учит-ся на пост уровне. Признак, изм-е кот изуч-ся, наз-ся «индексируемый». Признак, учитыв-й на пост ур, наз-ся «признак-вес». Сохр-е признака-веса на пост ур обусл-но тем, что он не должен искажать изуч-е изм-е индекс-го признака. Напр, I z = ∑z₁q_const / ∑z₀q_const себест-ть. Прав выбора периода весов. Если индекс-ся первичн признак, то признак-вес учит-ся на базисном ур; Если инд-ся вторичн признак, то признак-веc берется на отч ур. Однако, в ряде случаев доп-ся откл-я от этого правила (ИПЦ). Виды аналитич индексов. В зав-ти от методологии расчета анал-кие инд подразд-ся на Агрегатные и Средние из индивидуальных. Агрегатная форма индекса - основная, средние из индивидуальных -производная.

31. Инд анализ взвеш ср. инд переем сост, аост сост, стр-х сдв.

lср – средн з/п, = ∑ФОТ/∑Т.

Ilср=lср₁ / lср₀ =

Это индекс переменного состава, характеризующий изменение вторичного признака. На изменение данного вторичного признака влияют 2 фактора: изменение заработной платы 1 работника lср; изменение структуры совокупности (изменение доли работников с разным уровнем оплаты труда) - Т/ ∑Т. Для характеристики влияния названных факторов определяются индексы постоянного состава структурных сдвигов. Индекс постоянного состава. Влияние 1-го фактора оценивает индекс постоянного состава, или индекс собственно заработной платы:

Ilср(l)=

Индекс структурных сдвигов Влияние 2-го фактора измеряется при помощи индекса структурных сдвигов:

Ilср(Т/ ∑Т)=

Ilср = Ilср(l) * Ilср(Т/ ∑Т)

35. Стат изуч числ-ти насел. Демогр коэф.

Осн задачей ст-ки нас-я выст изуч-е числ-ти, состава и разм-я нас-я по терр. Осн пок-ли числ-ти и состава нас-я: Абс числ-ть нас-я- в целом по стране, на отд терр, по отдельным группам нас-я - по возрасту, полу, нац-ти. Отн-ные пок-ли - % числ-ти данной терр в общей числ-ти, доля гор и сельск нас-я -73 и 27% в 2002. Ср величины - ср возраст россиянина -37,7 лет. Пок-ли динамики- цепные и базисные абсолютный прирост. Числ-ть нас-я на дату. Данные переписи нас-я и текущего учета ест-го и мех-го дв-я нас-я позв-ют опр-ть числ-ть нас-я на люб дату после переписи: St = S₀ ⁺ общий прирост населения, где St - искомая числ-ть н, S₀ - исходная числ-ть нас-я (по переписи). Понятие о приросте нас-я. Общий прирост нас-я = ест-й прирост + мех-кий прирост. ест прирост (убыль) за период = n-м, n –числ-ть род-ся за период; м -численность умерших за период. Мех-кий прирост (убыль) = п -у, где п- числ-ть прибывших; У- числ-ть убывших. Среднегод числ-ть нас-я. Рассч-ся как ср ар пок-лей числ-ти на начало и конец периода Sсp. = (S₁+S₂)/2. При наличии данных о числ. Н за неск равноотстоящих дат (на 1 число каждого месяца), среднегод числ-ть н м.б. опр-ена по средней хронолог-кой: S = (S₁/2 + S₂ + ... S_n/2)/n-1. Общий порядок постр-я демогр-ких коэф-тов. Разл общие, спец-ные и частные демогр-кие коэф-ты. В самом общем виде ф расчета коэф-та такова: К = Число демог-ких событий/( Ср за период числ. Н * T) * 1000, промили, где Т- прод-ть набл-го отрезка времени, лет. Общие демогр-кие коэф-ты. Общий коэф рожд-ти показ: ск человек родилось на 1000 населения. n =N/(S*T)*1000. Общий коэф смертности показ, сколько чел умерло на 1000 н. Ф та же, т вместо n m. Недостатком общего демогр-го коэф явл-ся то, что он зав не т от инт-ти самого дем процесса, но и от возрастно-полов стр-ры нас-я. Коэф ест-го прироста (убыли) опр-ся как: К_еп= n-m. И дает общее предст о воспр-ве нас-я. Спец демогр коэф-ты. Хаар-ют число демогр событий на 1000 чел. Опр-ной возрастной, половой, професс-ной или иной группы нас-е, т.е. в расчет берется т.н. продуцирующая сов-ть. Коэф брачности: b=B/ST*1000. В-число вступивш в брак. S -ср числ-ть н в возр старше 18 лет. Общий коэф рожда-ти всегда меньше спец-го. Коэф млад-й смертности. Хар-ет уровень смертности до 1 года. К млад. см. = m/N*1000. по спб 2003 7,9 промилле. N-число родившихся, m -число детей, умерших в возрасте до 1 года. Пок-ли воспр-ва нас-я. Это непр проц зам-я и возобн-я поколений. В колич-ном плане выд 3 типа воспр-ва: расшир - когда поколение детей численно больше род-го - прогрессивный режим воспр-ва; простое – пок-е детей равно пок-ю род; суженное - когда пок-е детей меньше род-го.