- •Три этапа развития статистики
- •Основные этапы развития статистики
- •2. Предмет и задачи статистики
- •3.Основные понятия теории статистики
- •Сбор информации;
- •1.Организационные и методологические вопросы статистического наблюдения
- •2. Ошибки статистического наблюдения
- •Классификация ошибок статистического наблюдения
- •3. Организационные формы, виды и способы статистического наблюдения
- •1. Сводка и группировка (понятие и основные виды)
- •2.Ряды распределения: атрибутивные и вариационные
- •3.Статистические таблицы и графики, требования к составлению таблиц
- •Макет таблицы
- •4. Классификация как особый вид группировки. Роль классификаций в статистике
- •2. Классификация относительных показателей
- •Классификация относительных показателей
- •3. Понятие «средняя величина» и основные виды средних величин в статистике Понятие «средняя величина»
- •Различные виды средних величин и способы их расчета
- •В табл. 4.2 те же обозначения, что и в табл. 4.1.
- •Вспомогательная таблица для расчета простой и взвешенной средней арифметической
- •Исходные данные и вспомогательные расчеты для определения средней гармонической
- •1. Понятие вариации и основные виды показателей вариации
- •Вспомогательная таблица для расчета показателей вариации
- •На основе исходных данных вначале подсчитываются средние величины, а затем находятся отклонения от средних. Рекомендуется в расчетах показателей вариации пользоваться формулой средней взвешенной.
- •2.Свойства средней арифметической и дисперсии
- •Свойства дисперсии
- •(Свойство минимальности).
- •3. Изучение структурных характеристик вариационного ряда
- •2. Показатели концентрации и дифференциации
- •3. Показатели структурных сдвигов
- •Лекция №7. Методология организации выборочных наблюдений5.
- •1.Задачи выборочного наблюдения и различные способы формирования выборки
- •Способы отбора единиц из генеральной совокупности
- •2. Понятие «ошибка выборки» и способы ее расчета
- •3. Расчет оптимальной численности выборки
- •Лекция №8. Методы и показатели оценки тесноты статистических взаимосвязей.
- •1.Понятие «статистическая взаимосвязь»
- •2. Классификация методов оценки тесноты статистических связей
- •3. Аналитические показатели оценки тесноты взаимосвязей между количественно измеримыми признаками
- •Вспомогательная таблица для расчета рангового коэффициента корреляции Спирмена
- •4.Способы оценки тесноты взаимосвязей между качественными признаками
- •Лекция №9. Статистическое изучение динамики социально -экономических процессов и явлений.
- •2. Аналитические показатели динамики
- •Аналитические показатели динамики
- •3. Сглаживание (выравнивание) динамических рядов: механическое и аналитическое сглаживание
- •Лекция №10. Построение уравнений тренда и уравнений парной линейной регрессии
- •1. Сущность метода наименьших квадратов
- •2. Построение уравнений регрессии
- •Расчет параметров парной линейной регрессии
- •3. Построение уравнений тренда
- •Вспомогательная таблица для расчета параметров уравнений линейного и квадратического тренда
- •4. Расчет корреляционного отношения на основе уравнения регрессии
- •Способы отбора факторных переменных.
- •Исходные данные для построения уравнений регрессии
- •После подсчета сумм в нижней строке таблицы, находим линейный коэффициент корреляции:
- •Матрица коэффициентов парной корреляции
- •Использование метода наименьших квадратов для построения нелинейных уравнений регрессии
- •Нелинейные относительно оцениваемых параметров
- •1. Понятие «статистический индекс»
- •2.Различные виды статистических индексов и способы их расчета
- •Различные виды агрегатных индексов
- •Вспомогательная таблица для расчета агрегатных индексов по формулам Ласпейреса и Пааше
- •3. Сущность индексного метода в статистике
- •Примеры решения задач индексным методом.
- •1. Понятие «прогноз» и виды прогнозов
- •2. Сущность статистических методов прогнозирования и требования к исходной статистической информации
- •3.Прогнозирование на основе уравнений тренда
- •1.Кластерный анализ
- •Дискриминантный анализ
- •3.Факторный анализ (метод главных компонент)
2. Показатели концентрации и дифференциации
Наряду с анализом структуры распределения статистической совокупности по какому-либо одному признаку в статистике часто проводится сравнение структурных показателей по разным признакам. Рассмотрим этот аналитический прием на следующем примере (см. табл.6.1)
Таблица 6.1
Структура естественного движения населения по некоторым субъектам Российской Федерации в 2001 г
Субъект Федерации |
Родилось за год |
Умерло за год |
Отношение доли родившихся к доле умерших |
||
тыс. чел. |
в % к РФ |
тыс.чел. |
в % к РФ |
||
Российская Федерация, в т.ч. |
1311,6 |
100,0% |
2254,9 |
100,0% |
1,00 |
Москва |
76 |
5,8% |
134,9 |
6,0% |
0,97 |
Московская обл. |
51,1 |
3,9% |
117,3 |
5,2% |
0,75 |
Санкт-Петербург |
33,8 |
2,6% |
76,2 |
3,4% |
0,76 |
Краснодарский край |
48,4 |
3,7% |
77,6 |
3,4% |
1,07 |
Республика Башкорстан |
42,8 |
3,3% |
55 |
2,4% |
1,34 |
Республика Татарстан |
35,9 |
2,7% |
50,1 |
2,2% |
1,23 |
Нижегородская обл. |
28,2 |
2,2% |
66,8 |
3,0% |
0,73 |
Челябинская обл. |
33,8 |
2,6% |
56,5 |
2,5% |
1,03 |
Сопоставление абсолютных величин родившихся и умерших не раскрывает различий в естественном движении населения по субъектам Российской Федерации: во всех субъектах РФ число умерших превышает число родившихся. Однако различие наглядно наблюдается при сравнении структурных показателей: в Московской области, Санкт-Петербурге, Нижегородской области в 2001 г доля умерших намного превышала долю родившихся. В республиках Башкорстан и Татарстан, наоборот доля родившихся превышала долю умерших. Мы видим, что в 2001 г. наихудшее положение сложилось в Московской обл., Нижегородской области и в Санкт-Петербурге, а Москва, Челябинская область, Краснодарский край находились примерно на среднероссийском уровне: соотношение доли родившихся и умерших было близко к 14.
Аналогично можно сравнивать доли регионов в сумме средств, перечисляемых в Федеральный бюджет, с долей получаемых из него дотаций и субсидий, долю страны в территории суши с долей добываемых в стране полезных ископаемых. Так, Россия, занимая 10% всей территории суши Земли, добывает 11,6% нефти, 28% (почти треть) природного газа и 13% каменного угля, т.е. является мировым донором энергоносителей. Еще один яркий пример сравнения структурных показателей: Москва, имеющая всего около 7% населения России, по сумме активов банков и обороту финансовых средств занимает в России более 50%, что говорит о ненормально высокой степени концентрации финансового капитала в столице.
При изучении распределения населения страны и отдельных регионов по уровню дохода на душу населения (см. табл. 6.2) сравнительный структурный анализ позволяет раскрыть степень неравномерности этого распределения, что очень важно для понимания социальной структуры общества и обоснования социальной политики государства.
На основе данных таблицы 6.2. можно сравнить структурные показатели численности населения и распределения доходов. Например, 10% беднейшего населения региона (первая децильная группа), имеют лишь 2,4% всех доходов, а 10% наиболее обеспеченного населения (десятая децильная группа), имеют 32,3% всех доходов, или в 13,4 раза больше, чем первая группа.
Несовпадение структурных показателей – долей населения с долями доходов – свидетельствует о неравномерности распределения доходов. Совпадение долей говорило бы о полной уравнительности распределения доходов, чего, конечно, не бывает ни в одной стране или в регионе.
Для сравнения можно привести данные о том, что в Бразилии в 2000г. соотношение доли доходов 20% богатейших жителей страны (первой квартильной группы) и доли доходов 20% беднейших жителей (пятой квартильной группы) превышало 26 раз.
В то же время 63 беднейших страны мира (по уровню доходов на душу населения), имеющие 57% всего населения Земли, имели в 2000г лишь 6% мировых доходов, а 16,3% населения, живущего в самых богатых странах (США, Канада, страны Европейского Союза и Япония) имели 80% всех доходов. Таким образом, показатель неравномерности распределения доходов жителей Земли, т.е. частное от деления долей доходов на доли населения составил:
80/16,3 : 6/57 = 46,8
На этом фоне неравномерность распределения доходов в России значительно меньше.
Существуют и другие показатели оценки степени неравномерности распределения (коэффициенты дифференциации и концентрации).
Способ расчета этих коэффициентов покажем на примере данных о распределении населения региона по уровню среднедушевого дохода (табл.6.2). На предыдущей лекции мы изучали такие показатели, как децили, которые позволяют делить всю статистическую совокупность на 10 равных по численности частей и служат границами интервалов, обозначающих минимальное и максимальное значение признака в каждой группе.
Таблица 6.2.
Распределение населения региона по децильным группам душевого дохода в 2003г
Номер груп-пы |
Средне-душевой доход |
Доля групп-пы в числ-ти, % |
Доля группы в доходах,% |
Сред-ний доход в группе |
Отклоне-ние группо-вой средней от общей |
Квад-раты отклоне-ний |
Раз-ность долей |
Накоп-ленная доля дохо-дов,% |
№№ п/п |
(руб/чел) |
fi |
di |
xi |
xi - |
(xi - )2 |
di – fi |
Σxi |
1 |
До 702 |
10% |
2,4% |
505 |
-1598,5 |
2555202 |
-7,6% |
2,4% |
2 |
702-853 |
10% |
3,7% |
778 |
-1325,5 |
1756950 |
-6,3% |
6,1% |
3 |
853-1055 |
10% |
4,6% |
968 |
-1135,5 |
1289360 |
-5,4% |
10,7% |
4 |
1055-1256 |
10% |
5,5% |
1157 |
-946,5 |
895862 |
-4,5% |
16,2% |
5 |
1256-1509 |
10% |
6,5% |
1367 |
-736,5 |
542432 |
-3,5% |
22,7% |
6 |
1509-1850 |
10% |
8,0% |
1683 |
-420,5 |
176820 |
-2,0% |
30,7% |
7 |
1850-2318 |
10% |
10,1% |
2124 |
20,5 |
420 |
0,1% |
40,8% |
8 |
2318-2794 |
10% |
12,0% |
2524 |
420,5 |
176820 |
2,0% |
52,8% |
9 |
2794-3652 |
10% |
14,9% |
3135 |
1031,5 |
1063992 |
4,9% |
67,7% |
10 |
Свыше 3652 |
10% |
32,3% |
6794 |
4690,5 |
22000790 |
22,3% |
100,0% |
|
Итого: |
100% |
100,0% |
21035 |
|
30458651 |
|
|
В таблице 6.2. девять чисел (702, 853, 1055, 1256, 1509, 1850, 2318, 2794, 3652) являются соответственно первым, вторым, третьим, четвертым,, пятым, шестым, седьмым, восьмым и девятым децилями. При этом значение пятого дециля совпадает со значением медианы распределения.
На основании данных таблицы 6.2. можно сравнить структурные показатели численности населения, с одной стороны, и доходов, с другой. Например, 10% беднейшего населения региона, т.е. первая децильная группа, имеет лишь 2,4% всех доходов, а 10% наиболее обеспеченного населения имеют 32,3% всех доходов, т.е. в 13,4 раза больше.
Отношение суммарного объема доходов богатейшего населения к суммарному объему доходов беднейшего населения называется коэффициентом фондовой дифференциации или дифференциации фондов. В рассмотренном примере этот коэффициент равен 13,4.
Коэффициент дифференциации фондов может рассчитываться не только для анализа дифференциации доходов, но при анализе неравномерности распределения любого суммарного показателя по равночисленным группам, выделенным в соответствии с величиной некоего другого признака.
Отношение нижней границы доходов богатейшего населения, т.е. девятого дециля, к верхней границе доходов беднейшего населения, т.е. к первому децилю, называется децильным коэффициентом дифференциации.
Общая формула для расчета этого показателя имеет вид:
КD = D9/D1
При анализе распределения полезно сравнить среднюю арифметическую величины душевого дохода с медианой и модой распределения. По данным таблицы 6.2 средняя арифметическая величины душевого дохода равна: = ΣXi /10 =2103руб/чел.
Медиана находится на границе 50% менее обеспеченных и 50% более обеспеченных, то есть совпадает с величиной пятого дециля: Me = 1509 руб/чел. Имеет место ярко выраженная правосторонняя асимметрия распределения доходов.
Одним из показателей неравномерности распределения доходов может являться коэффициент вариации, который оценивает степень неоднородности статистической совокупности. В нашем примере этот коэффициент равен отношению σ/ (выраженному в процентах), где σ – среднеквадратическое отклонение, рассчитываемое по формуле:
σ =
Отсюда находим σ = = =1745
Коэффициент вариации, соответственно, равен σ/ =1745/2103 = 0,83 или 83%, что показывает высокую степень неоднородности статистической совокупности или неравномерности распределения.
Специальными показателями оценки степени неравномерности распределения служат коэффициент Лоренца и коэффициент Джини, которые называют обычно показателями концентрации.
Коэффициент вариации не имеет верхней границы и в некоторых случаях может превышать 100%.
Коэффициенты Лоренца и Джини принимают значения в границах от 0 до 1 (или от 0 до 100%), если их выражать в процентах.
Коэффициент Лоренца (L) основан на прямом сравнении долей групп по числу единиц совокупности и долей по объему признака.
По данным табл.6.2, коэффициент Лоренца составил:
L = =58,6%/2 = 29,3% = 0,293
Порядок расчета коэффициента Джини (G) более сложный.
Формула для его расчета имеет вид:
G = Σpiqi+1 – Σpi+1qi,
где pi – накопленные доли численности отдельных групп населения, ранжированных по уровню доходов;
qi – накопленные доли суммарного дохода каждой группы населения.
KD изменяется в пределах от 0 до 1. Обычно, если KD < 0,5, то распределение доходов считается нормальным. По данным таблицы 6.2. получаем: G = 0,399 = 40%.