Читайте также:
|
В своей работе проверку статистической совокупности на однородность я произвожу с использованием коэффициента вариации по признаку Фонд заработной платы.
Таблица 4.1
| ФЗП(Xi) | Xi-X | (Xi-X)^2 |
| 33,6 | -160,024 | 25607,68 |
| 63,2 | -130,424 | 17010,42 |
| 47,376 | 2244,485 | |
| 275,3 | 81,676 | 6670,969 |
| 159,7 | -33,924 | 1150,838 |
| 15,376 | 236,4214 | |
| 251,8 | 58,176 | 3384,447 |
| 286,3 | 92,676 | 8588,841 |
| 149,3 | -44,324 | 1964,617 |
| 93,4 | -100,224 | 10044,85 |
| 406,9 | 213,276 | 45486,65 |
| 80,6 | -113,024 | 12774,42 |
| 278,2 | 84,576 | 7153,1 |
| 70,9 | -122,724 | 15061,18 |
| -101,624 | 10327,44 | |
| 260,8 | 67,176 | 4512,615 |
| 71,6 | -122,024 | 14889,86 |
| -2,624 | 6,885376 | |
| 450,9 | 257,276 | 66190,94 |
| 120,5 | -73,124 | 5347,119 |
| 79,7 | -113,924 | 12978,68 |
| 175,5 | -18,124 | 328,4794 |
| 38,1 | -155,524 | 24187,71 |
| 417,4 | 223,776 | 50075,7 |
| 343,9 | 150,276 | 22582,88 |
| 4840,6 | 368807,2 |
Среднее линейное отклонение – это среднее значение отклонений вариантов признака от их средней величины:
X=193,624
, 
xi – варианты признака
х– средняя величина признака
n – численность единиц совокупности
На основе вышеприведенных расчетов можно сделать вывод о том, что статистическая совокупность не однородна, так как коэффициент вариации > 25%.
Далее я рассчитываю коэффициенты вариации для простой группировки.
Для первой группы:
Таблица 4.2
| Xi | Xi-X10 | (Xi-X)^2 |
| 33,6 | -40,76 | 1661,378 |
| 63,2 | -11,16 | 124,5456 |
| 93,4 | 19,04 | 362,5216 |
| 80,6 | 6,24 | 38,9376 |
| 70,9 | -3,46 | 11,9716 |
| 17,64 | 311,1696 | |
| 71,6 | -2,76 | 7,6176 |
| 120,5 | 46,14 | 2128,9 |
| 79,7 | 5,34 | 28,5156 |
| 38,1 | -36,26 | 1314,788 |
| 743,6 | 5990,344 |
X=74,36
σ=24,47518
На основе вышеприведенных расчетов можно сделать вывод о том, что статистическая совокупность не однородна, так как коэффициент вариации > 25%.
Нужно произвести перегруппировку.
Для второй группы:
Таблица 4.3
| Xi | Xi-X6 | (Xi-X)^2 |
| 53,4167 | 2853,34 | |
| 159,7 | -27,8833 | 777,4803 |
| 21,4167 | 458,6736 | |
| 149,3 | -38,2833 | 1465,614 |
| 3,41667 | 11,67361 | |
| 175,5 | -12,0833 | 146,0069 |
| 1125,5 | 5712,788 |
X=187,5833
σ=30,85663
На основе вышеприведенных расчетов можно сделать вывод о том, что статистическая совокупность однородна, так как коэффициент вариации < 25%.
Для третьей группы:
Таблица 4.4
| Xi | Xi-X6 | (Xi-X)^2 |
| 275,3 | -7,41667 | 55,00694 |
| 251,8 | -30,9167 | 955,8403 |
| 286,3 | 3,583333 | 12,84028 |
| 278,2 | -4,51667 | 20,40028 |
| 260,8 | -21,9167 | 480,3403 |
| 343,9 | 61,18333 | 3743,4 |
| 1696,3 | 5267,828 |
X=282,7167
σ=29,63058
На основе вышеприведенных расчетов можно сделать вывод о том, что статистическая совокупность однородна, так как коэффициент вариации < 25%.
Для четвертой группы:
Таблица 4.5
| Xi | Xi-X | (Xi-X)^2 |
| 406,9 | -18,1667 | 330,0278 |
| 450,9 | 25,83333 | 667,3611 |
| 417,4 | -7,66667 | 58,77778 |
| 1275,2 | 1056,167 |
X=425,0667
σ=13,26755
На основе вышеприведенных расчетов можно сделать вывод о том, что статистическая совокупность однородна, так как коэффициент вариации < 25%.
Дата добавления: 2015-01-30; просмотров: 46 | Поможем написать вашу работу | Нарушение авторских прав |