Вход

задачи

Рекомендуемая категория для самостоятельной подготовки:
Контрольная работа*
Код 233381
Дата создания 12 июня 2016
Страниц 27
Мы сможем обработать ваш заказ 12 декабря в 12:00 [мск]
Файлы будут доступны для скачивания только после обработки заказа.
650руб.
КУПИТЬ

Описание

задачи ...

Содержание

Содержание
Задача 1 3
Задача 2 7
Задача 3 9
Задача 4 15
Задача 5. 19
Задача 6 21
Задача 7 23
Список использованных источников 27

Введение

Задача 1
За отчетный период имеются следующие данные о розничном товарообороте и издержках обращения по магазинам района:
Таблица 1
Данные о розничном товарообороте и издержках обращения
Магазин,
№ п\п Объем розничного товарооборота,
тыс. руб. Издержки обращения,
тыс. руб.
1 200 16,2
2 590 37,3
3 825 46,6
4 463 38,8
5 245 15,1
6 392 27,4
7 511 30,9
8 404 29,5
9 642 44,7
10 425 37,2
11 570 38,9
12 472 28,6
13 278 18,2
14 665 39,0
15 736 37,8
16 562 36,6
17 338 26,7
18 560 29,0
19 695 40,0
20 580 36,5

Для выявления зависимости между объемом розничного товарооборота и уровнем издержек обращения:
1) сгруппируйте магазины по размеру розничного товарооборота, образовав пять групп с равными интервалами;
2) по каждой группе и в целом по совокупности магазинов подсчитайте:
а) число магазинов;

Фрагмент работы для ознакомления

220-240
20
230
4600
240-260
7
250
1750
и т о г о
100
 
20800
Расчет средней крепости нити:
г.
Вывод. В среднем по всем образцам выборочной совокупности крепость нити составляет 208 г.
2) Расчет показателей вариации
Наиболее простым показателем вариации является размах вариации, которое рассчитывается, как разность максимального и минимального значения признака:
R = xmax – xmin = 260 – 140 = 120 г
Вывод. Амплитуда колебаний крепости нити в выбранных образцах составляет 120 г.
Среднее линейное отклонение является средней арифметической величиной из абсолютных значений отклонений отдельных вариант от их средней арифметической.

Для расчета строим вспомогательную таблицу 8.
Таблица 8
Вспомогательная таблица для расчета показателей вариации
Крепость нити, г
Число образцов
Середина интервала
 
 
До 160
2
150
116
6728
160-180
7
170
266
10108
180-200
24
190
432
7776
200-220
40
210
80
160
220-240
20
230
440
9680
240-260
7
250
294
12348
и т о г о
100
 
1628
46800
г.
Вывод. Отклонение от средней крепости нити составляет в среднем 16,28 г.
Дисперсия – сумма квадратов отклонений значений показателя от среднего:
Среднее квадратическое отклонение, так же как и среднее линейное отклонение характеризует абсолютную колеблемость признака около средней. Но является более точной характеристикой. Рассчитывается как корень квадратный из дисперсии:
г
Вывод. Отклонение от средней крепости нити в выборочной совокупности образцов в ту или иную сторону составляет в среднем 21,63 г, наиболее характерные значения крепости нити находятся в пределах от 186,37 г до 229,63 г.
Коэффициент осцилляции характеризует относительный диапазон колебаний признака около среднего. Рассчитывается как отношение размаха вариации к среднему значению:
Линейный коэффициент вариации является мерой относительной колеблемости признака около средней:
Коэффициент вариации вычисленный с помощью среднего квадратического отклонения характеризует степень однородности признака в изучаемой совокупности.
Вывод. Колеблемость крайних значений признака вокруг среднего составляет 57,7%. Значение Vσ = 10,4% не превышает 33%, следовательно, вариация средней крепости нити в рассматриваемой совокупности незначительна и совокупность по данному признаку однородна, т.е. найденное среднее значение крепости нити (208 г) является надежной и типичной характеристикой среднего в исследуемой совокупности образцов.
3) Определим с вероятностью 0,997 предельную ошибку выборки и пределы, в которых можно ожидать среднюю крепость нити во всей партии пряжи
Для механической выборки средняя ошибка выборочной средней определяется по формуле:
где – общая дисперсия выборочных значений признаков,
N – число единиц в генеральной совокупности,
n – число единиц в выборочной совокупности.
- доля выборки.
По условию, выборка 2%-ная. т.е. .
Расчет средней ошибки выборки для среднего:
г.
Предельная ошибка выборки рассчитывается по формуле:
,
где t – коэффициент доверия, зависящий от вероятности Р, с которой можно гарантировать определенные размеры предельной ошибки
Значения t вычислены заранее для различных доверительных вероятностей Р и протабулированы (таблицы функции Лапласа). При доверительной вероятности Р = 0,997 коэффициент доверия t = 3,0.
Расчет предельной ошибки выборки:
г.
Предельная ошибка выборки определяет границы, в пределах которых будет находиться генеральная средняя:
, где
– выборочная средняя;
– генеральная средняя.
Расчет границ средней крепости нити во всей партии пряжи:
208 – 6,42 208 + 6,42
201,58 214,42
Вывод. С вероятностью 0,997 можно ожидать, что средняя крепость нити во всей партии пряжи будет находиться в пределах от 201,58 до 214,42 г.
4) Определим с вероятностью 0,954 границы доли образцов с крепостью нити свыше 180 г.
Рассчитываем выборочную долю образцов с крепостью нити свыше 180 г.:
(91,0%)
Вывод. В выборочной совокупности образцов 91% образцов имеют крепость нити свыше 180 г.
При доверительной вероятности Р = 0,954 коэффициент доверия t = 2,0.
Расчет предельной ошибки выборки:
Расчет границ для доли в генеральной совокупности:
0,91 – 0,057 0,91 + 0,057
0,853 0,967
Вывод. С вероятностью 0,954 можно ожидать, что во всей партии пряжи доля пряжи с крепостью нити свыше 180 г. будет находиться в пределах от 85,3% до 96,7%.
Задача 4
Используя материалы периодической печати, приведите ряд динамики, характеризующий социально-экономические процессы в условиях современности. (Обязательна ссылка на источник информации).
Для анализа процесса динамики представленных данных вычислите:
абсолютные приросты, темпы роста и темпы прироста цепные и базисные;
абсолютное содержание 1 % прироста;
Полученные данные представьте в таблице.
средние темпы роста и прироста представленных показателей.
Проиллюстрируйте графически сделанные Вами расчеты.
Решение:
В таблице 9 представлены данные о численности населения РФ на начало года:
Таблица 9
Численность населения на начало года
Год
Численность населения, млн. чел.
2001
146,3
2002
145,2
2003
145,0
2004
144,3
2005
143,8
2006
143,2
2007
142,8
2008
142,8
2009
142,7
2010
142,9
2011
142,9
2012
143,0
2013
143,3
Источник. Федеральная служба государственной статистики РФ [Официальный сайт]. раздел Население (демография)
http://www.gks.ru/wps/wcm/connect/rosstat_main/rosstat/ru/statistics/population/demography/#
Если сравнение происходит с постоянной базой (с 2000 годом), то показатель называется базисный, если с предыдущим годом, то цепной.
Абсолютные приросты определяются по формулам:
yi – численность населения на начало анализируемого года;
yi-1 – численность населения на начало года, предшествующему анализируемому;
y1 – численность населения на начало 2001 года.
Темпы роста определяются по формулам:
Темпы прироста определяются по формулам:
Абсолютное содержание 1% прироста можно определить по формуле (рассчитывается только цепным способом):
Расчет показателей ряда динамики представлен в таблице 10.
Средний абсолютный прирост:
Средний темп роста:
Средний темп прироста:
Таблица 10
Расчет показателей ряда динамики
Год
Численность населения, млн. чел.
Абсолютный прирост, млн. чел.
Темп роста, %
Темп прироста, %
Абсолютное содержание 1% прироста, млн. чел.
цеп.
баз.
цеп.
баз.
цеп.
баз.
2001
146,3
-
-
-
-
-
-
-
2002
145,2
-1,1
-1,1
99,2
99,2
-0,8
-0,8
1,463
2003
145,0
-0,2
-1,3
99,9
99,1
-0,1
-0,9
1,452
2004
144,3
-0,7
-2,0
99,5
98,6
-0,5
-1,4
1,45
2005
143,8
-0,5
-2,5
99,7
98,3
-0,3
-1,7
1,443
2006
143,2
-0,6
-3,1
99,6
97,9
-0,4
-2,1
1,438
2007
142,8
-0,4
-3,5
99,7
97,6
-0,3
-2,4
1,432
2008
142,8
0,0
-3,5
100,0
97,6
0,0
-2,4
1,428
2009
142,7
-0,1
-3,6
99,9
97,5
-0,1
-2,5
1,428
2010
142,9
0,2
-3,4
100,1
97,7
0,1
-2,3
1,427
2011
142,9
0,0
-3,4
100,0
97,7
0,0
-2,3
1,429
2012
143,0
0,1
-3,3
100,1
97,7
0,1
-2,3
1,429
2013
143,3
0,3
-3,0
100,2
97,9
0,2
-2,1
1,43
Графически динамика численности населения на начало года представлена на рисунке 1.
Рисунок – Динамика численности населения РФ на начало года
Вывод. Расчеты показывают, что до 2010 года динамика численности населения РФ носила отрицательный характер. Численность населения ежегодно снижалась. Наибольшее снижение наблюдается в 2004 году по сравнению с 2003 годом. Численность населения снизилась на 0,7 млн. чел. или на 0,5%. Наименьшее снижение численности населения произошло в 2009 году по сравнению с 2008 годом. Численность населения РФ снизилась на 0,1 млн. чел. или на 0,1%.
В 2008 году по сравнению с 2007 годом численность населения не изменилась.
В 2009 году по сравнению с 2001 годом численность населения РФ снизилась на 3,6 млн. чел. и составила 97,5% от уровня 2001 года.
С 2010 по 2013 год наблюдается рост численности населения РФ. Наибольший прирост произошел в 2013 году по сравнению с 2012 годом. Численность населения РФ выросла на 0,3 млн. чел. или на 0,2%.
В целом за рассматриваемый период численность населения снизилась на 3 млн. чел. или на 2,1%.
В среднем ежегодно численность населения снижалась на 0,25 млн. чел. или на 0,2%.

Задача 5.
Имеются следующие данные о продаже товаров в магазинах города:
Таблица 11
Данные о продаже товаров
Товарная группа
Продано в 1996 г.
(тыс. руб.)
Изменение количества проданных товаров в 1997 г. к предыдущему периоду, %
Трикотажные изделия
650
+ 12
Швейные изделия
500
+ 20
Ткани
600
- 5
Вычислить:
1) общий индекс физического объема товарооборота в 1997 г. по сравнению с 1996 г.;
2) общий индекс цен, если известно, что товарооборот в фактических ценах возрос за этот период на 12 %.
По итогам расчетов сделайте аргументированные выводы.
Решение:
1) расчет общего индекса физического объема
Общий индекс физического объема в агрегатной форме имеет вид:
p0q1 – товарооборот в 1997 году в ценах 1996 года;
p0q0 = Q0 – товарооборот в 1996 году.
Однако, по исходным данным, такой индекс рассчитан быть не может, так как отсутствуют данные о товарообороте отчетного периода в ценах базисного периода. Для его определения используют формулу индивидуального индекса физического объема , из которого следует, что . Далее в числителе агрегатного индекса физического объема заменяем . Тогда формула индекса принимает следующий вид:
Индивидуальные индексы физического объема составляют: 1,12, 1,2 и 0,95 соответственно.
Расчет общего индекса физического объема:
Вывод. Товарооборот по всем товарным группам в 1997 году по сравнению с 1996 годом изменился в 1,085 раза (вырос на 8,5%) только за счет изменения количества проданного товара (без учета изменения цен на товары).
2) вычислим общий индекс цен, если известно, что товарооборот в фактических ценах возрос за этот период на 12 %
Общий индекс товарооборота:
Между индексами цен, физического объема и товарооборота существует мультипликативная зависимость:
IQ = Ip × Iq
Тогда общий индекс цен составит:
Вывод. Товарооборот по всем товарным группам в 1997 году по сравнению с 1996 годом изменился в 1,033 раза (вырос на 3,3%) только за счет изменения цен на товары (без учета изменения физического объема реализованных товаров).
Задача 6
Имеются следующие данные о выпуске одноименной продукции и ее себестоимости по двум филиалам производственного объединения:
Таблица 12
Данные о выпуске продукции и ее себестоимости

филиала
Производство продукции, тыс. щт.
Себестоимость единицы продукции, руб.
базисный период
отчетный период
базисный период
отчетный период
1
100
150
6,0
5,5
2
100
200
5,0
4,0
Вычислить:
1) индекс себестоимости переменного состава;
2) индекс себестоимости постоянного состава;
3) индекс структурных сдвигов, используя взаимосвязь рассчитанных ранее индексов.
По итогам расчетов сделайте аргументированные выводы.
Решение:
1) расчет индекса себестоимости переменного состава:
Вспомогательные промежуточные расчеты приведены в таблице 13.
Вывод. Средний уровень себестоимости по обоим филиалам в базисном периоде составил 5,5 руб., в отчетном 4,64 руб. Средний уровень себестоимости изменился в 0,844 раза (снизился на 15,6%). Это произошло за счет изменения себестоимости в отдельных филиалах, а также за счет изменения структуры производства продукции.
2) расчет индекса себестоимости постоянного состава
Вывод. В отчетном периоде по сравнению с базисным периодом по обоим филиалам средний уровень себестоимости изменился в 0,855 раза (снизился на 14,5%) только за счет изменения себестоимости в отдельных филиалах (без учета изменения в структуре производства продукции).
Таблица 13
Вспомогательная таблица для расчета индексов

филиала
Производство продукции, тыс. щт.
Себестоимость единицы продукции, руб.
Затраты на производство продукции, тыс.руб.
Расчетная графа
 
базисный период
отчетный период
базисный период
отчетный период
базисный период
отчетный период
 

Список литературы

Список использованных источников
1. Гусаров В.М. Статистика: Учеб. пособие для вузов. – М.: ЮНИТИ-ДАНА, 2003. – 463 с.
2. Статистика: Учеб.пособие / И.Е. Теслюк, В.А. Тарловская, И.Н. Терлиженко и др. – 2-е изд. – Мн.: Ураджай, 2004. – 360 с.
3. Теория статистики: Учебник / Под ред. проф. Г.Л. Громыко. – 2-е изд., перераб. и доп. – М.: ИНФРА-М, 2006 – 476 с.
4. Федеральная служба государственной статистики РФ [Официальный сайт] http://www.gks.ru/






Пожалуйста, внимательно изучайте содержание и фрагменты работы. Деньги за приобретённые готовые работы по причине несоответствия данной работы вашим требованиям или её уникальности не возвращаются.
* Категория работы носит оценочный характер в соответствии с качественными и количественными параметрами предоставляемого материала. Данный материал ни целиком, ни любая из его частей не является готовым научным трудом, выпускной квалификационной работой, научным докладом или иной работой, предусмотренной государственной системой научной аттестации или необходимой для прохождения промежуточной или итоговой аттестации. Данный материал представляет собой субъективный результат обработки, структурирования и форматирования собранной его автором информации и предназначен, прежде всего, для использования в качестве источника для самостоятельной подготовки работы указанной тематики.
© Рефератбанк, 2002 - 2022