ШПАРГАЛКА

1. Предметом стат-ки явл. кол-венная сторона соц-эк. явлений и процессов
в неразрывной связи с качественной стороной в определ. условиях места и
времени.

2. Любое стат. исслед-е проводится в 3 этапа: 1.сбор инф-ции и ее
первичная обраб-ка; 2.сводка и групп-ка данных; 3.анализ данных групп-ки
и сводки. На кажд. этапе примен-ся свои стат. методы. Сбор инф-ции
проводят с пом метода стат. наблюдения. Осн. методом 2го этапа явл.
метод стат. группировок. На 3ем этапе исп-ют методы обобщающих пок-лей:
метод средних величин, пок-лей вариаций, рядов динамики, индексный
метод, выборочный метод, корреляционно-регрессионный анализ (КРА).

3.1ым этапом любого стат. исслед-я явл. стат наблюд-е – это планомерная,
систематическая массовая регистрация данных про различные соц-эк явления
и процессы. СН проводятся по заранее составл. Плану. План сод-т решения
програмно-методологических и организационных вопросов.

4.Стат. группировка – это распредел-е единиц совок-ти на группы по к-л
существенным признакам. Признак, по к-му производится группировка наз-ся
группировочным (групп-ка предпр-ий по формам собств-ти).

5.Виды группировок: 1.выделение соц-эк. типов – типологическая (групп-ка
предпр. по формам собств-ти, по эк. назначению продукта); 2.хар-ка
структуры – вид структурный; 3.анализ взаимосвязи пок-лей – вид
аналитический.

Аналит. группировка – это групп-ка ед-ц совок-ти по признаку-фактору и
хар-ка групп средн. величиной результ. пок-ля. Признак-фактор – это
фактор, от к-го зависит 2ой фактор, а результативный – это зависимый
фактор. По числу группировочных признаков групп-ки бывают простые и
комбинированные. Простые – групп-ки, в к-ых группы образованы по одному
признаку. Комбинационной наз-ся групп-ка, в к-ой группы взяты по одному
признаку, распредел. на подгруппы по другому.

6.Ряд распределения.— это ряд чисел, в к-ый представл. собой распред-е
единиц совок-ти по 1-му элементу. Его элементами явл-ся все варианты и
частоты (частость). Варианты – это отдельн. значения группировочного
признака. Частоты – это числа, показывающие ск-ко раз встречаются те или
иные варианты. Если число единиц совок-ти выражено в % к итогу –
называют их не частоты, а частости. Виды рядов распредел-я: атрибутивный
и вариационный. Атриб-ным наз-ся ряд распр-я, построенный по атриб.
признаку (выраж. словесно). Если в основе ряда распред-я лежит
кол-венный признак,то получаем вариационный ряд. В завис-ти от признака
вариац. ряд м.б. дискретным или непрерывным.

7.Виды табл. по построен. подлеж. Кажд. таблица подобно предложению
имеет подлежащее и сказуемое. Подлежащее – это стат. совок-ть, о к-ой
говорится в табл. Сказуемое – это числов. знач-я пок-лей, характериз.
подлежащее. Вид табл. определяется по построению подлежащего. Различают
простые, групповые и комбинационные таблицы. В простой таблице
подлежащее содержит перечень к-л. объектов, тер-рий или периодов
времени. В соотв-ии с этим прост. табл. м.б. перечневые, тер-риальные,
хронологические. В групповой таблице подлежащее сод-т группировку по
одному признаку (табл.2 и 4). В комбинац. таблицах в подлежащем
приводятся группы единиц, образованных по одному признаку с последующим
подразделением групп на подгруппы по др. признаку

16.Абсол. стат. вел-ны (АВ) и их виды и ед-цы измерения.

Результаты стат. наблюдения представл. прежде всего в виде абсол. чисел.
АО выраж. либо общее число единиц совок-ти (число предр-тий, рабочих),
либо объем признака у этих единиц (выпуск прод-ции, кол-во станков,
уровень зар. платы). Абсол. вел-ны бывают индивидуальные и суммарные.
Индивид. выражают объем признака у отдельных единиц (зар.плата 1
рабочего, надой 1 коровы). Суммарные выраж. итоговое значение признака
по определ. части совок-ти, т.е. получаются путем суммир-я
индивидуальных (фонд з/п всех рабочих, общий надой молока).АВ –
именованные числа, т.е. кажд. абсол. вел-на имеет свои единицы
измерения. Виды измер-я АВ: 1)натур-ные; 2)трудовые; 3)стоимостные. К
натур. ед-цам измер-я относят: меры длины, веса, площади; штуки (пр-во
телевизоров), события, случаи; комбинированные – их получают путем
перемножения или деления к-л. 2х величин (кВт/ч, т/км, км/ч). Среди
натур. единиц измерения выделяют условно-натуральные.Их применяют в тех
случаях, когда в неск. видах прод-ции есть ч-л. общее, но существуют и
различия и суммировать эти вел-ны непоср-но нельзя(различные виды
топлива). Для получения суммы этих вел-н различные виды прод-ции
пересч-вают в условно-натуральные с пом. коэф-та пересчета. Трудовые
единицы измер-я исп-ся для измерения затрат труда на произв-во прод-ции
и для изучения исп-я труд. рес-сов (чел-час, чел-дни, кол-во рабочих).
Стоим-ные единицы измерения дают возможн-ть обобщить и сравнить
разноименные показ-ли (грн., руб., долл.). АВ не дают возм-ти изучить
структуру явления, соотнош-е его отдельн. частей. Эти и др. задачи
реш-ся с помощью построения относит. величин.

17.Относит. вел-ны.Формы их выражения.

ОВ – это числ-ая мера соотношения 2х др. величин. В общем виде относит.
вел-ну можно записать:

ОВ = сравниваемая вел-на / базисная вел-на (база сравнения).

Формы выражения ОВ:

1.коэф-т: ОВ предст-ся в форме коэф-та, если база сравнения приним-ся за
единицу (в 2000 г. валов. Сбор зерна в Од.обл. превысил валов. сбор
зерна в Киевск. обл. в 1,105 раза );

2.процент: ОВ предст-ся в форме %, если база сравнения прин-ся за 100 %
(Вал. сбор зерна в Киевск.обл. составил 90,5 % Од.обл.);

3.промилле: ОВ выражен в форме промилле, если база сравнения принята за
1000 (В 2000 г. на кажд. 1000 чел-к среднего населения Укр
зарегистрир-но 5,5 браков и 4 развода).

18.Виды относит.вел-н. Взаимосвязь относит. вел-н.

ОВ – это числовая мера соотношения 2х др. величин. В общем виде
относит. вел-ну можно записать:

ОВ = сравниваемая вел-на / базисная вел-на (база сравнения).

Виды ОВ:

1.ОВД(динамики или темп роста фактич.) хар-ет изменение уровня явления
во времени. ОВД = Тр = У1 / У0 =отчетный ур-нь / базисный ур-нь.

2. ОВПЗ(планового задания или темп роста плановый) = Трп = Уп / У0 =
планов. ур-нь отчетн. периода / баз-ный уровень.

3.ОВВП(выполнения плана) = СВП(степень выполнения плана) = У1 / Уп =
отчетный уровень / плановый уровень.

4. ОВС(структуры) характеризует доли или удельные веса отдельн. частей
совок-ти во всей совок-ти. ОВС = часть / целое. ОВС обычно представл-ся
в форме %.

5.ОВК(координации) хар-ет соотнош-е отдельн. частей совок-ти к одной из
них, принятой за базу сравнения.

ОВК = часть совок-ти / др. часть совок-ти.

Напр., соотн-е числ-ти мужчин и женщин в регионе. ОВК показ-ет на ск-ко
% одна часть совок-ти больше другой , либо ск-ко единиц одной части
приходится на 1,10,100,… единиц др. части.

6. ОВСр(сравнения) хар-ся отнош-е одноименных показ-лей, разных объектов
или тер-рий, взятых за один и тот же период или момент времени (напр.,
сравнение числа женщин в Од. и Харьк. областях). ОВСр = ур-нь в регионе
А/ур-нь в регионе Б.

7. ОВИ хар-ет степень распростр-я, развития явления в определ. среде.
Особ-ть ОВИ – это соотнош-е разноименных пок-лей (напр., произво-сть
труда, трудоемкость, фондоотдача, фондоемкость)

ОВД=ОВПЗ * ОВВП – взаимосвязь

19.Понят и знач-е средн. вел-н в стат-ке

Стат. совок-ть сост. из массы отдельн. единиц, к-ые облад. индивид.
особ-тями. Поэтому отлич. друг от друга по размеру кол-венных признаков.
Напр., рабочие предпр-я, имея различн. квалиф. Получ. разн. з/п. Вместе
с тем, стат. совок-ть облад. рядом общих типичных черт присущих кажд.
единице. Поэтому для привед. совок-ти рабочих можно к примеру исчислить
средн. з/п 1 рабочего. Эта вел-на не будет относ-ся к отдельн. ед-цам
сов-ти, она хар-ет всю совок-ть вцелом. Средн. вел-на – это обобщ.
пок-ль, к-ый выраж. типичный размер варьир. признака в расч-е на единицу
стат. сов-ти.

20, 21. Виды и формы ср.вел-н (ср.арифм., ср.гармонич.)

Осн. видом ср.вел-н явл. средн. арифм., она имеет 2 формы: простая (х? =
?х /n, где х – варианты опред-мого признака, n-общ.число ед-ц сов-ти) и
взвешенная

(х? = ?хf / ?f, где n-общ.число ед-ц сов-ти, f-частоты(частости),
веса).Ср.арифм. простая примен-ся для первичн. несгруппиров.данных или
для сгруппир. данных с разн. частотами(весами). Взвешенная форма
применяется для сгруппированных данных.

Средн.гармонич.: простая(х? = n / ?1/х,) и взвешенная(х? = ?хf / ?хf/х
=?F / ?F/х, где F- произв-е xf).

22. Сущность и определение моды.

Модой в стат-ке наз.вариант, имеющий наиб.частоту. Исп-ся этот пок-ль
для определ-я более распростр.размера обуви, одежды и т.д.

В дискретн. вариац.ряду расчет моды сложн-ти не вызывает.

Тарифн.разряд Число рабочих

1 3

2 9

3 16

4 13

5 10

ИТОГО: 58

Мо = 3 разряд

Расчет моды для интерв.вариац.ряда с равн. интервалами:

Мо=Хо+h(fMo- fMo-1)/(fMo- fMo-1)+(fMo- fMo+1)

где Хо – нижн.граница модальн.интервала, h-ширина интервала

fMo-1,fMo ,fMo+1 – соотв-но частоты предмод-го, мод-го, послемод-ого
инт-лов

Модальн.интервал – инт-ал с наиб. част-й

23. Сущность и опред-ние медианы (М).

М.- наз-ся вариант, распол.в середине ранжиров.ряда и делящий сумму
частот пополам. М. делит ряд на 2 равн.части таким образом, что по обе
стор.от неё нах-ся одинак.кол-во ед-ц совок-ти, при этом у 1 половины
зн-е признака меньше медианы, а у др.больше.

Расчет М. для дискретн. вариац. ряда:

— опред-ся накопленные(нарастающие) частоты; как только накопл.частота
окаж-ся больше или равной полусумме частот, соотв.вариант будет явл-ся
медианой.

Расчет М. для интерв.вариац.ряда с равн.интервалами:

— опр-ем интервал, в к-ом нах-ся медиана – медианный интервал, к-ый
хар-ся тем, что его накопл.частота впервыеравна или больше полусуммы
частот:

Ме=Хо+h(?f/2 -SMe-1)/fMе, где

Хо – нижн.граница медианного интервала

h – ширина интервала; ?f/2 –полусумма частот;

29. Общ. понятие об индексах и индексный анализ. Виды индексов.
Индексированые величины.

Индекс – это относит. пок-ль, хар-щий соотн-е уровней явления во
времени, но по сравнению с планом и в пространстве.

В соотв-ии с этим определением к индексам относ. след. относ. величины:
ОВД, ОВПЗ, ОВВП, ОВСр. В узком смысле слова под индексом понимают все
вышеперечисл. отн. вел-ны, но построенные особым образом – в увязке с
одним или неск. др. пок-лями.

Виды индексов по охвату эл-тов совокупности: индивид (i) и сводные (I).

Индивид. индекс хар-ет соотн-е ур-ней только 1 эл-та совок-ти. Сводный
индекс хар-ет соотношение уровней сложн. явления вцелом, т.е. соотн-е
неск. эл-тов совок-ти.

Показатель, соотн-е к-го хар-ет индекс наз-ся индексируемым.
Индексируемые пок-ли м.б. объемными (кол-венными) и качественными
(интенсивными). Объемн. пок-ль хар-ет общ. объем (размер) признака
(выпуск продукции, затраты времени, ст-ть фондов предпр.). Кач-венные
пок-ли хар-ют объем признаков в расчете на ед-цу совок-ти (себест-ть
ед-цы пр-ции, выраб-ка на 1 рабочего).

24. Сущн-ть вариации и ее показатели.

Вариация – это изменение признака у единиц совокупности. Для колич-ной
оценки вариации или колеблемости признака используются след. пок-ли:

1.размах вариации хар-ет амплитуду колебаний R=Xmax – Xmin, где

Xmax, Xmin – соответственно max и min значения признака. Преимущество
показателя – легкость в применении, недостаток – его аеличина зависит
только от крайних точек.

2. среднее линейное отклонение (Л) показ. средн. отклонение отдельн.
вариантов от их средней величины и рассчит-ся как средн. арифметич. Для
несгруппиров. данных исп-ют ср. арифм. простую форму, для сгруппиров. –
взвешенную.

Простая форма:

Л=??х — х? ?/ n , где х – отдельное значение признака, х? — среднее
значение признака, n – число единиц совок-ти.

Взвешенная форма:

Л=?(х — х? )f/ ?f , где х – отдельное значение признака, х? — среднее
значение признака, f – частоты (веса).

3.дисперсия показ. средние квадратич. отклонения отдельных вариантов от
их средн. величины. Это теоретич. вел-на, не имеет единиц измерения,
используется для расчета средн. квадратич. отклонения. Дисперсия имеет 2
формы: простую (для несгруппир. данных). ? = ??(х — х? )2 / n, где х –
отдельное значение признака, х? — среднее значение признака, n – число
единиц совок-ти.

— и взвешенную (для сгруппир. данных):

? = ? ?(х — х? )2 f / ?f ,где х – отдельное значение признака, х? —
среднее значение признака, f – частоты (веса).

5.коэффициент вариации – это проц-ное отн-ение средн. лин-ого или ср.
квадратич. откло-ния к средн. величине признака.

Vл = Л / х? * 100 (линейн.)

V? = ? / х? * 100 (квадратич.)

25.Понят. и виды рядов динамики, их сост. элем-ты и правила построения.

Ряд динамики – это ряд чисел, распол. в хронол. послед-ти, к-ые хар-зуют
измен-е явления во времени. Ряд динамики всегда сост. из 2х элементов:
1.мом-тов времени (калоендарн. дат) или интервалов времени (год,
квартал, месяц);

2.уровней ряда динамики. Виды рядов динамики зависят от: 1.хар-ра
пок-ля, являющегося уровнем ряда : *ряд динамики абсол. вел-н; *ряд
дин-ки ср. вел-н; *ряд дин-ки относ. вел-н;

2. времени, к к-му относ. стат. данные: *интервальные; *моментные.

Пок-ли интерв. рядов дин-ки хар-ют итоги к-л. процесса за определ.
Период времени (год, квартал, месяц и т.д.). Например, товарооборот
магазина за квартал. Уровни интерв. ряда дин-ки можно суммировать (ВВП
2001 + ВВП2002 = ВВП за 2 года)

В моментном ряду динамики пок-ли его характеризуют наличие ч-л. на
определ. момент времени (число родившихся на начало года). Суммировать
пок-ли в моментном ряду дин-ки экон. смысла не имеет. Осн. принцип
построения рядов дин-ки заключ. в том, что уровни ряда дин-ки должны
быть между собой сопоставимы (по ед-цам измер-я, по времени, по тер-рии,
по кругу охватыв-ых объектов).

28. Ср-ние пок-ли анал-а дин-ых рядов.

Средн. абсол. темп роста показ-ет на ск-ко единиц увеличивался или
уменьшался уровень по сравнению с базисным в среднем за единицу времени:

?? = (Уi – Уi-t) / t = ?б / t = ??ц / t ,

Средний темп роста показывает (если выражен в форме коэф-та) во ск-ко
раз увелич-ся уровень по сравнению с базисн. в средн. за единицу
времени.

Тр? =t ?Уi / Уi-t = t ? Трбаз =

= t ? Тр 1 * Тр 1 *…* Тр t

(средняя геометрическая)

Темп прироста средний показывает (если выражен в %) на ск-ко % увелич-ся
или уменьш-ся ур-нь в отч. по сравнению с базисн. в среднем за единицу
времени.

Тпр? (%)=Тр? (%) – 100

26.Базисные и цепные пок-ли анализа рядов дин-ки и их взаимосвязь.

Пок-ли дин-ки рассчит-ся на цепной и базисной основе. В цепных пок-лях
дин-ки кажд. последующий уровень сравнивается с предыдущим, а в базисных
– кажд. ур-нь сравнив-ся с одним, принятым за базу сравнения.

Абсолютный прирост хар-ет абсол. скорость роста и показ-ет на ск-ко ед-ц
увел-ся или уменьшается уровень за период: ?баз. = Уi – Уi-t

?цепн. = Уi – Уi-1, где Уi-1 – предыдущий ур-нь, Уi – сравниваемый
уровень, Уi-t – базисный ур-нь, t – длина периода. Взаимосвязь между
баз. и цепн. абсол. приростами: сумма последоват. цепных приростов дает
прирост за весь период.

Темп роста (Тр) показывает во ск-ко раз увел-ся уровень в отч. периоде
по сравнению с базисным (предыдущим) или какую часть базисного
(предыдущего) составляет. Тр баз. = Уi / Уi-t

Тр цепн. = Уi / Уi-1

Взаимосвязь между цепн. и базисн. темпами роста: произвед-е
последовательн. темпов роста зает темп роста за весь период, т.е.
соответствующий базисный темп роста.

Темп прироста хар-ет относ. вел-ну прироста и выраж. в %, показ-ет на
ск-ко % увел-ся или уменьш-ся уровень по сравнению с базисным или
предыдущим.

Z

t

C/eaUeaUeaUeaUeaUeaUeaUeaOEUeaOAUeaUeaUe»·UeaUe°Ue?°Ue·FUe°Ue·°Ue?Ue?Ue?
Ue?Ue?Ue?UeFUe°

5

F F»F.F0F2F`FbF&H(HdHfHpHrH|H~H?H?H°H?H?HueH
IrJ?J¬J?J¶J3/4JAJEJIJOeJOJaJaeJoJcK¤K¦K?K¬K°K?K¶K?KAKAKAEKEKIK?KOKUKUeKa
KaeKaeKeKiKuncnuYuYuYuYuYOuYuYuYuYuYuYuYuIEuAuAuAuAuAuAuAuYuY·uY·°uY·uY·
°uY·uY·°

?????????????????*????????????*????Љ?Љ???????*????Тпр(%) = Тр(%) – 100 –
ф-ла соотв-ет и цепным и базисным темпам прироста.

Абсол. содерж-е 1 % прироста показ-ет ск-ко абсол. единиц соответствует
кажд. % прироста. А = Уi-t / 100.

27. Ср-ие уровни рядов дин-ки, их расчет в интерв. и мом-ных рядах
дин-ки.

Ср. ур-нь интерв. ряда дин-ки (за период) вычисляется по формуле средней
арифметической простой:

У? = ?У/t , где ?У – сумма уровней за весь период, t – длина периода.

Ср. уровень моментного ряда динамики зависит от характера исходной
инф-ции: 1.имеется полная исчерпывающая информ-я обо всех измен-ях
уровня ряда. Примен-ся ф-ла средн. арифм. взвеш.: У? = ?У/?t, У –
уровни, остающиеся без изменения на протяж. времени t.

2.информ-я об измен. уровня ряда дин-ки неполная: а) имеются данные
только на начало и на конец периода

У? =(Ун +Ук) / 2

б) известны ур-ни на начало и конец периода, а также на некот. промежут.
даты, периоды времени между к-ми не равны – применяется ср. арифмет.
взвеш. модифицированная: У? = ?Уi? *ti /?ti , где

?Уi? -ср. ур-нь в кажд.пром-ке времени ti.

в) имеются уровни на начало и конец периода, а также на некот.
промежуточн. даты, интервалы времени между которыми равны – применяется
формула средней хронологической взвешенной:

У?=(1/2У1 + У2 +…+Уn-1 + 1/2Уn) / (n-1)

где n –число уровней, n-1 – число прмежутков.

30.Индивид. индексы и их взаимосвязи.

Индивид. индексы м.б. представл. как индексы планов. задания, динамики и
выполн-я плана. Напр., планом предусм. увеличить объем продаж на 0,5%,
фактич-ки объем продаж увел-ся на 0,7%, план перевыполнен на 0,2%

i Qдин = Q1 / Qo = 100,7% или 1,007

i Qплан. зад. = Qпл. / Qбаз = 100,5% или 1,005

i Qвып. пл. = Q1 / Qпл. = 100,2% или 1,002

Взаимосвязи индексов:

1. произведение индексов планов. задания и выполнения плана дает индекс
динамики i план. зад ? i вып. пл. = i дин.

2. произвед-е цепн. индексов равно базисному индексу

Q1/ Q0 * Q2 / Q1 * Q3 / Q2 = Q3/ Q0

3. Если произв-е 2х или неск. пок-лей предст. собой новый пок-ль,
имеющий реальный эк-кий смысл, то произвед-е индексов сомножителей равно
индексу нового показателя.

Q = q • T ? i Q = i q • i T

PQ = P • Q ? i PQ = i P • i Q

32. Построение сводн. индексов кач-веных пок-лей в агрегатной форме.

IР = ? Р1Q 1 / ? Р0 Q 1

В укр. стат-ке в сводн. индексе кач-венного пок-ля веса фиксир-ся на
отчетн. уровне.

Индекс представлены в агрегатной форме, к-ая явл-ся основной формой
сводн. индекса. Агрегатная форма явл. осн. формой сводного индекса, т.к.
в ней ясен смысл числителя и знаменателя.

IР = ? Р1Q 1 / ? Р0 Q 1

Здесь в числителе – фактич. вел-на, к-ая показ-ет общ. ст-ть в отч.
периоде, а в знаменателе – условн. вел-на, к-ая показ-ет какой была бы
общ. ст-ть в отч. периоде, если бы цены оставались на уровне базисного
периода. На основании индекса цен можно определить на ск-ко грн.
уменьшилась общ. ст-ть только за счет измен-я цен ??PQ(p) = ?Р1Q1 — ?Р0
Q1

это разность между числителем и знаменателем индекса цены.

31. Построение сводных индексов объемных пок-лей в агрегатной форме.

Агрегатная форма явл. осн. формой сводного индекса, т.к. в ней ясен
смысл числителя и знаменателя.

IQ = ? Q1P 0 / ? Q0 P0 — агрегатн. форма индекса физ. объема.

В укр. стат-ке в индексах кол-венных пок-лей веса фиксир-ся на уровне
базисного периода.

Здесь в числителе – условная вел-на, к-ая показ-ет какая была бы ст-сть
отчетного периода в ценах баз-ного, а в знаменателе – фактич. вел-на,
к-ая показ-ет общ. ст-ть в базисного периода. ??PQ(Q) = ?Q1 Р0 — ? Q0
Р0

Разность между числителем и знаменателем индекса физич. объема показ-ет
абсол. прирост стоим-ти только за счет изменения Q.

Индекс стоим-ти: IPQ = ?Р1Q1 / ?Р0 Q0

Разность между числ-лем и знаменателем сводн. индекса стоим-ти показ-ет
абсол. прирост стоим-ти:

??PQ = ?Р1Q1 — ?Р0 Q0 – прирост PQ за счет Р

??PQ (Р) + ??PQ (Q) = ??PQ

33. Средневзвешенные индексы: средн. арифмет. и средн. гармонический.

Для преобразования агрегатн. формы индекса в среднюю — либо в числ-е,
либо в знам-ле агрег. индекса индексируемую вел-ну выражают через ее
индивид. индекс. Замена производится в той части индекса, где распол.
условная вел-на. Если замена произведена в числителе – получаем среднюю
арифметическую взвешенную форму сводного индекса:

IQ = ?Q1 Р0 / ?Q0 Р0 =? iQ Q0 Р0 / ?Q0 Р0

А если в знаменателе – получаем среднюю гармоническую взвешенную форму
сводного индекса:

IР =? Р1Q 1 / ? Р0 Q 1=?Р1Q 1 / ?(Р1 Q 1)/iP

34. Разложение общего прироста результативного пок-ля по факторам (в
абсолютном выражении).

Пусть результ. Пок-ль Q-вып-к прод-ии. Представим его в виде «*» 2х
сомножителей –АТ и затраты времени (Q=qT) и будем расс-ть эти сомнож-ли,
факторы, влияющ. на изм-ие общего выпуска. Причем ?Q=?Q(q)+?Q(T);
?Q=Q1-Q0, в т.ч. ?Q(T)=(T1-T0)q0=T1q0-T0q0; ?Q(q)=(q1-q0)T1=q1T1-q0T1.

Прирост результ. пок-я за счет кол-тв. ф-ра=прирост самого кол-тв. ф-ра,
умнож-у на кач-тв. ф-р в баз. периоде.

Прирост результативн-го пок-ля за счет кач-тв. ф-ра=проирост самого
кач-тв. ф-ра, умнож-му на кол-тв. ф-р в отч. периоде.

?Q(T)=(T1-T0)q0=T1q0-T0q0

Пусть ст-ть прод-ии-это цена*кол-во. Определ. ?PQ=P1Q1-P0Q0

?PQ(P)=(P1-P0)Q1

?PQ(Q)=(Q1-Q0)P0

35. Разлож-е общ. прироста рез-тат. пок-ля по факт-м (в относит.
выр-ии).

?Q(q)=q1T1=q0T1=Q0(q1T1/Q0-q0T1/Q0)=Q0(iQ-iT)

?Q(T)=T1q0-T0q0=Q0(T1q0/Q0-T0q0/Q0)=Q0(T1/T0-1)=Q0(iT-1)

При индекс. Сп-бе уельного мет-а абс. Прирост результ-го показ-ля за
счет колич. Ф-ра=произв-ю результ-го пок-ля в баз. периоде на относит.
прирост кол-го ф-ра.

Абс. пр-ст за счет кач-го ф-ра=произв. баз. уровня результ-го пок-ля на
разность индексов числ-ля и знаменат. расч. формулы этого кач-го пок-ля.

36. Индексный метод анализа динамики средн. уровня качеств. пок-ля:
индексы перем., фиксир. состава и структурных сдвигов.

На разл. участках, на разл. П. может произ-ся однолин-ая продукция. В
этом случае можно опред-ть по группе этих П-й себ-сть ед-ы прод-ии, ср.
цену, ср. труд. ст-сть. Пример: ср. себест-ть ед-ы прод-ии с помощью
символики индивидуального мет-а можно записать:

Z?=Общ. Себ-ть по всем П-ям./Общ. V прод-ии на П-ях=?ZQ/?Q=?Z(Q/?Q)

Q/?Q=d=> Z?=?Zd, где Z-себ-ть ед-ы прод-иии на отд-ых П-ях, d-доля
отд-ых П-ий в общ. выпуске прод-ии.

Стат. Задача опред. как в отч. периоде изм-ась ср.себ-ть ед-ы прод-ии в
целом, а также за счет каждого из назв-ых ф-ов.

IфсZ?=Z?1/Z?’=(?Z1Q1/?Q1)/(?Z0Q0/?Q0)

IссZ?=Z?’+Z?0=(?Z0Q1/Q1)/(?Z0Q0/?Q0)

IccZ?=(?Z1Q1/?Q1)/(?Z0Q0/Q0)

Пок-ет как в отч. периоде по сравн. С баз. изм-сь ср. себ-сть ед-цы
прод-ии только за счет изм-ия себест-ти ед-ы на отд. П-ях и за счет
изм-ия стуктуры выпуска продукции.

34. Разложение общего прироста результативного пок-ля по факторам (в
абсолютном выражении).

Пусть результ. Пок-ль Q-вып-к прод-ии. Представим его в виде «*» 2х
сомножителей –АТ и затраты времени (Q=qT) и будем расс-ть эти сомнож-ли,
факторы, влияющ. на изм-ие общего выпуска. Причем ?Q=?Q(q)+?Q(T);
?Q=Q1-Q0, в т.ч. ?Q(T)=(T1-T0)q0=T1q0-T0q0; ?Q(q)=(q1-q0)T1=q1T1-q0T1.

Прирост результ. пок-я за счет кол-тв. ф-ра=прирост самого кол-тв. ф-ра,
умнож-у на кач-тв. ф-р в баз. периоде.

Прирост результативн-го пок-ля за счет кач-тв. ф-ра=проирост самого
кач-тв. ф-ра, умнож-му на кол-тв. ф-р в отч. периоде.

?Q(T)=(T1-T0)q0=T1q0-T0q0

Пусть ст-ть прод-ии-это цена*кол-во. Определ. ?PQ=P1Q1-P0Q0

?PQ(P)=(P1-P0)Q1

?PQ(Q)=(Q1-Q0)P0

35. Разлож-е общ. прироста рез-тат. пок-ля по факт-м (в относит.
выр-ии).

?Q(q)=q1T1=q0T1=Q0(q1T1/Q0-q0T1/Q0)=Q0(iQ-iT)

?Q(T)=T1q0-T0q0=Q0(T1q0/Q0-T0q0/Q0)=Q0(T1/T0-1)=Q0(iT-1)

При индекс. Сп-бе уельного мет-а абс. Прирост результ-го показ-ля за
счет колич. Ф-ра=произв-ю результ-го пок-ля в баз. периоде на относит.
прирост кол-го ф-ра.

Абс. пр-ст за счет кач-го ф-ра=произв. баз. уровня результ-го пок-ля на
разность индексов числ-ля и знаменат. расч. формулы этого кач-го пок-ля.

36. Индексный метод анализа динамики средн. уровня качеств. пок-ля:
индексы перем., фиксир. состава и структурных сдвигов.

На разл. участках, на разл. П. может произ-ся однолин-ая продукция. В
этом случае можно опред-ть по группе этих П-й себ-сть ед-ы прод-ии, ср.
цену, ср. труд. ст-сть. Пример: ср. себест-ть ед-ы прод-ии с помощью
символики индивидуального мет-а можно записать:

Z?=Общ. Себ-ть по всем П-ям./Общ. V прод-ии на П-ях=?ZQ/?Q=?Z(Q/?Q)

Q/?Q=d=> Z?=?Zd, где Z-себ-ть ед-ы прод-иии на отд-ых П-ях, d-доля
отд-ых П-ий в общ. выпуске прод-ии.

Стат. Задача опред. как в отч. периоде изм-ась ср.себ-ть ед-ы прод-ии в
целом, а также за счет каждого из назв-ых ф-ов.

IфсZ?=Z?1/Z?’=(?Z1Q1/?Q1)/(?Z0Q0/?Q0)

IссZ?=Z?’+Z?0=(?Z0Q1/Q1)/(?Z0Q0/?Q0)

IccZ?=(?Z1Q1/?Q1)/(?Z0Q0/Q0)

Пок-ет как в отч. периоде по сравн. С баз. изм-сь ср. себ-сть ед-цы
прод-ии только за счет изм-ия себест-ти ед-ы на отд. П-ях и за счет
изм-ия стуктуры выпуска продукции.

34. Разложение общего прироста результативного пок-ля по факторам (в
абсолютном выражении).

Пусть результ. Пок-ль Q-вып-к прод-ии. Представим его в виде «*» 2х
сомножителей –АТ и затраты времени (Q=qT) и будем расс-ть эти сомнож-ли,
факторы, влияющ. на изм-ие общего выпуска. Причем ?Q=?Q(q)+?Q(T);
?Q=Q1-Q0, в т.ч. ?Q(T)=(T1-T0)q0=T1q0-T0q0; ?Q(q)=(q1-q0)T1=q1T1-q0T1.

Прирост результ. пок-я за счет кол-тв. ф-ра=прирост самого кол-тв. ф-ра,
умнож-у на кач-тв. ф-р в баз. периоде.

Прирост результативн-го пок-ля за счет кач-тв. ф-ра=проирост самого
кач-тв. ф-ра, умнож-му на кол-тв. ф-р в отч. периоде.

?Q(T)=(T1-T0)q0=T1q0-T0q0

Пусть ст-ть прод-ии-это цена*кол-во. Определ. ?PQ=P1Q1-P0Q0

?PQ(P)=(P1-P0)Q1

?PQ(Q)=(Q1-Q0)P0

35. Разлож-е общ. прироста рез-тат. пок-ля по факт-м (в относит.
выр-ии).

?Q(q)=q1T1=q0T1=Q0(q1T1/Q0-q0T1/Q0)=Q0(iQ-iT)

?Q(T)=T1q0-T0q0=Q0(T1q0/Q0-T0q0/Q0)=Q0(T1/T0-1)=Q0(iT-1)

При индекс. Сп-бе уельного мет-а абс. Прирост результ-го показ-ля за
счет колич. Ф-ра=произв-ю результ-го пок-ля в баз. периоде на относит.
прирост кол-го ф-ра.

Абс. пр-ст за счет кач-го ф-ра=произв. баз. уровня результ-го пок-ля на
разность индексов числ-ля и знаменат. расч. формулы этого кач-го пок-ля.

36. Индексный метод анализа динамики средн. уровня качеств. пок-ля:
индексы перем., фиксир. состава и структурных сдвигов.

На разл. участках, на разл. П. может произ-ся однолин-ая продукция. В
этом случае можно опред-ть по группе этих П-й себ-сть ед-ы прод-ии, ср.
цену, ср. труд. ст-сть. Пример: ср. себест-ть ед-ы прод-ии с помощью
символики индивидуального мет-а можно записать:

Z?=Общ. Себ-ть по всем П-ям./Общ. V прод-ии на П-ях=?ZQ/?Q=?Z(Q/?Q)

Q/?Q=d=> Z?=?Zd, где Z-себ-ть ед-ы прод-иии на отд-ых П-ях, d-доля
отд-ых П-ий в общ. выпуске прод-ии.

Стат. Задача опред. как в отч. периоде изм-ась ср.себ-ть ед-ы прод-ии в
целом, а также за счет каждого из назв-ых ф-ов.

IфсZ?=Z?1/Z?’=(?Z1Q1/?Q1)/(?Z0Q0/?Q0)

IссZ?=Z?’+Z?0=(?Z0Q1/Q1)/(?Z0Q0/?Q0)

IccZ?=(?Z1Q1/?Q1)/(?Z0Q0/Q0)

Пок-ет как в отч. периоде по сравн. С баз. изм-сь ср. себ-сть ед-цы
прод-ии только за счет изм-ия себест-ти ед-ы на отд. П-ях и за счет
изм-ия стуктуры выпуска продукции.

СПИСОК ВОПРОСОВ

1. Предмет стат-ки

2. Этапы стат. исслед-я

3. Стат наблюд-е

4. Стат. группировка

5. Виды группировок

6. Ряд распределения

7. Виды табл. по построен. подлеж.

16.Абсол. стат. вел-ны и их виды и ед-цы измерения.

17.Относит. вел-ны.Формы их выражения.

18.Виды относит.вел-н. Взаимосвязь относит. вел-н.

19. Понят и знач-е средн. вел-н в стат-ке

20, 21. Виды и формы ср.вел-н (ср.арифм., ср.гармонич.)

22. Сущность и определение моды.

23. Сущность и определение медианы.

24. Сущн-ть вариации и ее показатели.

25.Понят. и виды рядов динамики, их сост. элем-ты и правила построения.

26.Базисные и цепные пок-ли анализа рядов дин-ки и их взаимосвязь.

27. Ср-ие уровни рядов дин-ки, их расчет в интерв. и моментных рядах
дин-ки.

28. Ср-=ие пок-ли анализа дин-ных рядов.

29. Общ. понятие об индексах и индексный анализ. Виды индексов.
Индексированые величины.

30.Индивид. индексы и их взаимосвязи.

31. Построение сводных индексов объемных пок-лей в агрегатной форме.

32. Построение сводн. индексов кач-веных пок-лей в агрегатной форме.

33. Средневзвешенные индексы: средн. арифмет. и средн. гармонический.

34. Разложение общего прироста результативного пок-ля по факторам (в
абсолютном выражении).

35. Разлож-е общ. прироста результат. пок-ля по факторам(в относит.
выр-ии)

36. Индексный метод анализа динамики средн. уровня качеств. пок-ля:
индексы перем., фиксир. состава и структурных сдвигов.

СПИСОК ВОПРОСОВ

1. Предмет стат-ки

2. Этапы стат. исслед-я

3. Стат наблюд-е

4. Стат. группировка

5. Виды группировок

6. Ряд распределения

7. Виды табл. по построен. подлеж.

16.Абсол. стат. вел-ны и их виды и ед-цы измерения.

17.Относит. вел-ны.Формы их выражения.

18.Виды относит.вел-н. Взаимосвязь относит. вел-н.

19. Понят и знач-е средн. вел-н в стат-ке

20, 21. Виды и формы ср.вел-н (ср.арифм., ср.гармонич.)

22. Сущность и определение моды.

23. Сущность и определение медианы.

24. Сущн-ть вариации и ее показатели.

25.Понят. и виды рядов динамики, их сост. элем-ты и правила построения.

26.Базисные и цепные пок-ли анализа рядов дин-ки и их взаимосвязь.

27. Ср-ие уровни рядов дин-ки, их расчет в интерв. и моментных рядах
дин-ки.

28. Ср-=ие пок-ли анализа дин-ных рядов.

29. Общ. понятие об индексах и индексный анализ. Виды индексов.
Индексированые величины.

30.Индивид. индексы и их взаимосвязи.

31. Построение сводных индексов объемных пок-лей в агрегатной форме.

32. Построение сводн. индексов кач-веных пок-лей в агрегатной форме.

33. Средневзвешенные индексы: средн. арифмет. и средн. гармонический.

34. Разложение общего прироста результативного пок-ля по факторам (в
абсолютном выражении).

35. Разлож-е общ. прироста результат. пок-ля по факторам(в относит.
выр-ии)

36. Индексный метод анализа динамики средн. уровня качеств. пок-ля:
индексы перем., фиксир. состава и структурных сдвигов.

СПИСОК ВОПРОСОВ

1. Предмет стат-ки

2. Этапы стат. исслед-я

3. Стат наблюд-е

4. Стат. группировка

5. Виды группировок

6. Ряд распределения

7. Виды табл. по построен. подлеж.

16.Абсол. стат. вел-ны и их виды и ед-цы измерения.

17.Относит. вел-ны.Формы их выражения.

18.Виды относит.вел-н. Взаимосвязь относит. вел-н.

19. Понят и знач-е средн. вел-н в стат-ке

20, 21. Виды и формы ср.вел-н (ср.арифм., ср.гармонич.)

22. Сущность и определение моды.

23. Сущность и определение медианы.

24. Сущн-ть вариации и ее показатели.

25.Понят. и виды рядов динамики, их сост. элем-ты и правила построения.

26.Базисные и цепные пок-ли анализа рядов дин-ки и их взаимосвязь.

27. Ср-ие уровни рядов дин-ки, их расчет в интерв. и моментных рядах
дин-ки.

28. Ср-=ие пок-ли анализа дин-ных рядов.

29. Общ. понятие об индексах и индексный анализ. Виды индексов.
Индексированые величины.

30.Индивид. индексы и их взаимосвязи.

31. Построение сводных индексов объемных пок-лей в агрегатной форме.

32. Построение сводн. индексов кач-веных пок-лей в агрегатной форме.

33. Средневзвешенные индексы: средн. арифмет. и средн. гармонический.

34. Разложение общего прироста результативного пок-ля по факторам (в
абсолютном выражении).

35. Разлож-е общ. прироста результат. пок-ля по факторам(в относит.
выр-ии)

36. Индексный метод анализа динамики средн. уровня качеств. пок-ля:
индексы перем., фиксир. состава и структурных сдвигов.

Похожие записи