Главная страница | Контакты | Случайная страница Автомобили Астрономия Биология География Дом и сад Другие языки Другое Информатика История Культура Литература Логика Математика Медицина Металлургия Механика Образование Охрана труда Педагогика Политика Право Психология Религия Риторика Социология Спорт Строительство Технология Туризм Физика Философия Финансы Химия Черчение Экология Экономика Электроника

Розділ 1 Аналіз рядів розподілу

1. 19 із 22 губернаторів Януковича – регіонали: досьє [Електронний ресурс] // ZAXID.NET. – Режим доступу: http://zaxid.net/home/showSingleNews.do?19_iz_22_gubernatoriv_yanukovicha_ndazh_regionali_dosye&objectId=1100056

2. Арбузов Сергей Геннадьевич: досье [Електронний ресурс] // Политрада, 2012. – Режим доступу: http://politrada.com/dossier/persone/id/1396

3. Близнюк Анатолий Михайлович: досье [Електронний ресурс] // Политрада. – Режим доступу: http://politrada.com/dossier/persone/id/993

4. Бутусов Ю. Фармакологія: кримінальний бізнес №1 [Електронний ресурс] / Юрій Бутусов // Дзеркало тижня. – №18. – 20 травня. – Режим доступу: http://gazeta.dt.ua/POLITICS/farmakologiya_kriminalniy_biznes_1.html

5. Войтович Володимир Іванович: досье [Електронний ресурс] // Волинська обласна рада. – Режим доступу: http://volynrada.gov.ua/deputy/voitovich-volodimir-ivanovich

6. ВО «Свобода»: Волинська влада передала в користування братові депутата-регіонала майже 1 га лісу [Електронний ресурс] // ZAXID.NET. – Режим доступу:

http://zaxid.net/home/showSingleNews.do?vo_quotsvobodaquot_volinska_vlada_peredala_v_koristuvannya_bratovi_deputataregionala_mayzhe_1_ga_lisu&objectId=1108348

7. Головою Волинської облради обрано литвинівця [Електронний ресурс] // ZAXID.NET. – Режим доступу:

http://zaxid.net/home/showSingleNews.do?golovoyu_volinskoyi_oblradi_obrano__litvinivtsya&objectId=1116453 8. Дарден К. Целостность коррумпированых государств: взяточниство как неформальный институт управления / Кейт Дарден // Прогнозис: общественно-политический журнал / гол. ред. А. Погорельский. – М.: Институт Восточной Европи, 2009. – №2 (18). – С. 109 – 134.

9. Звиглянич С. Уряд Азарова: Два роки кадрових перестановок [Електронний ресурс] // РБК-УКРАЇНА, 2012. – Режим доступу:

http://www.rbc.ua/ukr/top/show/pravitelstvo-azarova-dva-goda-kadrovyh-perestanovok-25022012165400

10. Клімчук Борис Петрович: досье [Електронний ресурс] // Волинська обласна державна адміністрація. – Режим доступу:

http://www.voladm.gov.ua/index.php?option=com_k2&view=item&id=62&Itemid=64

11. Клімчук призначив Башкаленка першим заступником і «замовчав» на 3 місяці [Електронний ресурс] // Сім’я і Дім, 2010. – Режим доступу:

http://www.simya.com.ua/articles/59/32252/

12. Колобов Юрий Владимирович: досье [Електронний ресурс] // ЛІГА бізнесінформ, 2013. – Режим доступу: http://file.liga.net/person/6896-kolobov-yuriy.html

13. Колобов Юрий Владимирович: досье [Електронний ресурс] // Политрада. – Режим доступу: http://politrada.com/dossier/persone/id/3454

14. Крамар О. Боротьба за спадщину. Переформатування владного конгломерату провокує протистояння олігархічних груп [Електронний ресурс] / Олександр Крамар // Тиждень. – №52 (269). – 29 грудня. – Режим доступу: http://tyzhden.ua/Politics/68765

15. Круглов Микола Петрович: біографія [Електронний ресурс] // відкрита Україна. – Режим доступу: http://www.kruglov.openua.net/family.php

16. Круглов Николай Петрович: биография [Електронний ресурс]. – Режим доступу: http://src-h.slav.hokudai.ac.jp/ukrregions/data/140.html

17. Лещенко С. Уряд Сім’ї Януковича. Версія 1.0.: стаття [Електронний ресурс] / Сергій Лещенко // УКРАЇНСЬКА ПРАВДА. – 25 грудня 2012. – Режим доступу:

http://www.pravda.com.ua/articles/2012/12/25/6980434/

18. Лєліч М. «У нього є мрія» - новий уряд посилює владу «Сім’ї» [Електронний ресурс] / Мілан Лєліч // Тиждень. – 25 грудня 2012. – Режим доступу: http://tyzhden.ua/Politics/68517

19. Місцеві організації [Електронний ресурс] // Кіровоградська обласна організація Партії Регіонів, 2013. – Режим доступу:

http://pr.kirovograd.ua/?page_id=9

20. Новий голова Донецької облради обіцяє, що син Януковича не впливатиме на його роботу [Електронний ресурс] // Тиждень. – 4 серпня 2011. – Режим доступу: http://tyzhden.ua/News/27875

21. Органи місцевого самоврядування: Артемівська районна рада (керівний склад попередніх скликань) [Електронний ресурс] // веб-портал Верховної Ради України. – Режим доступу:

http://w1.c1.rada.gov.ua/pls/z7502/A012?rdat1=29.11.2010&rf7691=49

22. Порошенко Перт Алексеевич досье [Електронний ресурс] // ЛІГА бізнесінформ, 2013. – Режим доступу: http://file.liga.net/person/404-petr-poroshenko.html

23. Результати виборів депутатів ради: Мар’їнська районна рада [Електронний ресурс] // ЦВК, 2013. – Режим доступу:

http://www.cvk.gov.ua/pls/vm2010/WM02815?PID112=21&PID102=208&PF7691=208&rej=0&pt00_t001f01=800&pxto=0

24. Саламатин Дмитрий Альбертович досье [Електронний ресурс] // ЛІГА бізнесінформ, 2012. – Режим доступу: http://file.liga.net/person/1007-dmitrii-salamatin.html

25. Сидоренко С. Чужие здесь не ходят [Електронний ресурс] / Сергій Сидоренко, Юрий Панченко, Руслан Черный // «Комерсантъ Украина». – № 213 (1703). – 25 грудня 2012. – Режим доступу:

http://www.kommersant.ua/doc/2097519

26. Смітюх із дозволу Клімчука призначав Потапчука своїм заступником [Електронний ресурс] // Ковельська правда. – 11 квітня 2011. – Режим доступу: http://kowel.at.ua/news/smitjukh_iz_dozvolu_klimchuka_priznachiv_potapchuka_svojim_zastupnikom/2011-04-11-1266

27. Собчук І. Клієнтелізм в українській політиці в період президенства Віктора Януковича: публікація [Електронний ресурс] / Іван Собчук // Науковий блог НаУ «Острозька академія». – 16 травня 2012. – Режим доступу:

http://naub.oa.edu.ua/2012/klijentelizm-v-ukrajinskij-politytsi-v-period-prezydentstva-viktora-yanukovycha/

28. Ставицкий Эдуард Анатольевич: досье [Електронний ресурс] // Политрада. – Режим доступу: http://politrada.com/dossier/persone/id/3769

29. Указ Президента України № 737/2012 «Про призначення О. Проскурякова міністром екології та природних ресурсів України» [Електронний ресурс] // Президент України Віктор Янукович, офіційне інтернет-представництво, 2012. – Режим доступу: http://www.president.gov.ua/documents/15247.html

30. Фісун О. Неопатримоніалізм проти демократії в Україні [Електронний ресурс] / Олександр Фісун // Віче. – №17, 2008. – Режим доступу:

http://www.viche.info/journal/1094/

31. Харитонова В. Виды клиентарных групп в государственной службе РФ / Виктория Харитонова // Власть. – 2010. – № 12. С. 22-25.

32. Хиврич Юрий Егорович: досье [Електронний ресурс] // Политрада. – Режим доступу: http://politrada.com/dossier/persone/id/1220

33. Шурхало Д. Другий уряд Азарова є урядом «сім’ї» та Ахметова – експерти [Електронний ресурс] / Дмитро Шурхало // FINANCE.UA. – 25 грудня 2012. – Режим доступу: http://news.finance.ua/ua/~/2/0/all/2012/12/25/293676

34. Янукович віддав Донеччину людині Ахметова [Електронний ресурс] // УКРАЇНСЬКА ПРАВДА. – 12 липня 2011. – Режим доступу:

http://www.pravda.com.ua/news/2011/07/12/6379496/

35. Keefer P Clientelism, Credibility, and the Policy Choices of Young Democracies [Electronic resource] / Philip Keefer // American Journal of Political Science. – 2007. – Vol. 51. – № 4. – Р. 804 – 821. – Accessed:

http://www.jstor.org/discover/10.2307/4620101?uid=3739232&uid=2129&uid=2&uid=70&uid=4&sid=21102315309791

36. Kitschelt H. Patrons, Clients, and Policies / H. Kitschelt, S. Wilkinson // Citizen – politicians linkages: an introduction. – New York: Cambrige University Press, 2007. – P. 1 – 50.

37. Kitschelt H. Patrons, Clients, and Policies / L. Medina, S. Stokes // Monopoly and monitoring: an approach to political clientelism. – New York: Cambrige University Press, 2007. – P. 68 – 83.

38. Muno W. Conceptualizing and Measuring Clientelism [Electronic resource] // Hamburg: GIGA German Institute of Global and Area Studies, 2010. - Accessed: http://www.gigahamburg.de/content/fsp1/pdf/neopat/paper_neopat_workshop_muno.pdf

39. Scott J. Patron – Clients Politics and Political Change in Southeast Asia [Electronic resource] / James C. Scott // American Journal of Political Science. – 1972. – Vol. 66. – №1. – P. 91 – 113. – Accessed:

http://www.jstor.org/discover/10.2307/1959280?uid=3739232&uid=2&uid=4&sid=21102315617091

40. Kopecky P. Party Patronage in New Democracies: Concepts, Measures and the Design of Empirical Inquiry [Electronic resource] / P. Kopecky, G. Scherlis, M. Spirova. – Chicago: American Political Science Association, 2007. – Annual Meeting. – Р. 1 – 24. - Accessed:

http://citation.allacademic.com//meta/p_mla_apa_research_citation/2/1/1/4/2/pages211424/p211424-1.php

Розділ 1 Аналіз рядів розподілу

1.1Розмах варіації – це різниця між найбільшим і найменшим значеннями ознаки у сукупності. Залежно від того, в якому вигляді наведені первинні дані, техніка обчислення цього показника різна: це може бути різниця між верхньою межею останнього інтервалу і нижньою межею першого інтервалу або різниця між середніми значеннями цих інтервалів. Обраховується за формулою: R = xmax – xmin, де: R – розмах варіації; xmax – найбільше значення ознаки в сукупності; xmin – найменше значення ознаки в сукупності.

1.2Середнійрозмірзаробітної плати обчислюють за допомогоюформулисередньоїарифметичноїзваженої:

1.3 Середнє лінійне відхилення являє собою арифметичну з абсолютних значеньусіх відхилень індивідуальних значень ознаки від середньої:

1.4 Дисперсія( - сігма-квадрат ) представляє собою середній квадрат відхиленьіндивідуальнихзначеньознакивідїїсередньоївеличини. Дисперсіярозраховується за формулами простоїсередньоїнезваженої і зваженоївідповідно:

;

1.5 Корінь квадратичний із середнього квадрата відхилень варіантів від їхньої середньої називають середнім квадратичним відхиленням.
Середнє квадратичне відхилення буває просте і зважене.

Середнє квадратичне відхилення є абсолютним виміром варіації, це означає, що порівнювати їх у варіаційних рядах різних явищ не можна.
Змістовнезначеннясередньогоквадратичноговідхиленнятаке ж саме, як і середньоголінійноговідхилення. Вонопоказує, на скільки в середньомувідхиляютьсяіндивідуальнізначенняваріантвідїхсередньогозначення.
Середнєквадратичневідхилення є критеріємнадійностісередньої. Чим вономенше, тимкращесередняарифметичнавідображає всю досліджуванусукупність. Перевагасереднього квадратичного відхиленняпорівняно з середнімлінійнимвідхиленнямполягає у тому, що при розрахункуніякогоумовногоприпущення про підсумовуваннявідхилень без врахуваннязнаків не допускається, оскількивсівідхиленняпідносяться до квадрату

1.6 Лінійний коефіцієнт варіації показує ступінь відхилення по модулю, квадратичний коефіцієнт варіації є мірою відносної мінливості спостережуваної випадкової величини:

1.7 Квадратичнийкоефіцієнтваріації 100%.

1.8 Модою в статистиціназиваєтьсятакезначенняознаки, яке зустрічаєтьсянайчастіше. Якщоданірозташовані у вигляді дискретного ряду розподілу, то модою буде значення того варіанту, якиймаєнайбільшу частоту. Мода в ста­тистицізастосовуєтьсятоді, коли слідохарактеризуватипоказник, якийнай­частішезустрічається в сукупності. Наприклад, при вивченніцін на ринку встановлюємоціни, якізустрічаютьсянайчастіше; при встановленнінай­більш ходового розмірувзуття і одягувизначаємо той, якийкористуєтьсянайбільшим попитом.Ціпоказникидаютьзмогуспланувати, якітоварине­обхідновиробляти в більшійкількості, а такожякітоварипоставляти на ринок і за якимицінами.

де – нижня межа модальногоінтервалу; - ширина інтервалу; - частота модального інтервалу; - частота попередньоговідносно модального інтервалу; - частота наступноговідносно модального інтервалу.

1.9 Медіаною в статистиціназиваютьзначенняваріанти, яка ділитьвпо­рядкований ряд розподілу на двірівні за чисельністюодиницьсукупностічастини, знаходиться у середині ряду

В інтервальномурядірозподілумедіаннийінтервалрозраховується, використовуючикумулятивнічастоти, а конкретнезначеннямедіаниобчислюється за формулою:

,

Для побудови і аналізу ряду розподілуслідвикористатитаківихіднідані

Таблиця 1.1 – Розподіл працівників підприємства за розмірами заробітної плати

Дані для визначення характеристик центру розподілу та варіації: середньої арифметичної, моди, медіани, розмаху варіації, середнього лінійного відхилення, дисперсії, середнього квадратичного відхилення, коефіцієнтів варіації використовуємо таблицю 1.2.

Таблиця1.2 -Дані для визначення характеристик центру розподілу та варіації ряду розподілу

1Межіінте-рвалу	Середина інтервалу (варіант) x	Чисель- ністьпраців-ників (частота) f	Добутокваріантів на частотих f	Нагромаджена частота (кумулятивн) S	Відхи-ленняваріантіввідсеред- ньої │ - │	Добутоквідхи- ленняваріантіввідсередньої начастоти	Квад-ратвідхи- лень варіан- тів відсеред- ньої	Добутокквадратіввідхи- леньна частоти
Нижче 2100					1713,18	241558,38	2934985,71	413832985,45
2100-3000					813,18	127669,26	661261,71	103818088,85
3000-3900					86,82	15280,32	7537,71	1326637,38
3900-4800					986,82	153943,92	973813,71	151914939,13
Вище 4800					1886,82	200002,92	3560089,71	377369509,51
Разом				Х	Х	738454,8	Х	1048262160,32

1) Розмах варіації: = 5700-1200=4500

2) Середня арифметична: =(1650*141+2550*157+3450*176+4350*156+5250*106) ̸ 736= 3363,18

3) Середнє лінійне відхилення = 738454,8/736=1003,34

4) Дисперсія: = 1048262160,32/736=1424269.24

5) Середнє квадратичне відхилення: = 1193.43

6) Лінійний коефіцієнт варіації: =1003,34/3363,18*100℅=29,83℅

7) Квадратичний коефіцієнт варіації: =1193.43/3363,18*100℅=35.49℅

8) Мода: = 3000+900*(176-157)/(176-157)+(176-156)=3438,46

9) Медіана: =3000+900*(736/2-298)/176=3357,95

Моду і медіану визначаємо графічним методом:

Рис.1.1 – Гістограма. Графічне визначення моди.

Рис.1.2- Кумулята. Графічне визначення медіани

Стандартизоване відхилення: А_S= = 3363,18-3357,95/1193.43 =0.004

Так, як Аs< 0,25, то асиметрія є слабкою, але Мо > >Ме, тонапрям асиметрії визначити неможливо.

Визначимокоефіцієнтасиметрії та ексцес за допомогоюцентральнихмоментіврозподілу 3-го та 4-го порядку

Таблиця1.3 Дані для розрахунку характеристик форми розподілу

Межі інтер-валу	Середина інтервалу (варіант) x	Чисельність працівників (частота) f
Нижче 2100			-708970394010,49	1214593899610891,1
2100-3000			-84422793488,44	68650927208930,31
3000-3900			115178657,54	9999811047,62
3900-4800			149912700236,61	147936850847490,11
Вище 4800			712028337941,96	1343469308595649,36
Разом			68663029337,18	2774660986074008,5

=68663029337,18/736=93292159,43

=1193.43³=1699772710,05

= 93292159,43/1699772710,05=0.05Так, як Аs<0,25 –асиметрія низька.

µ₄ = =2774660986074008,5/736=3769919818035,34

s⁴⁼1193,43⁴ =2028559745350,92

Е_х =3769919818035,34/2028559745350,92=1,85. Е_х<3, говорить про плосковершиннийрозподіл

Для оцінки істотності коефіцієнта асиметрії та ексцесу розподілу визначимо середню квадратичну похибку:

, = = = =0,09

= =0,55 <3, тому коефіцієнт асиметрії свідчить про те, що вона несуттєва.

, = = = = = 0,18

= =10,27 >3, цеозначає, щоексцес є властивий для розподілуознаки в генеральнійсукупності.

Перевіримо гіпотезу про відповідністьемпіричногорозподілу нормальному розподілу. Дані для розрахунку та встановлення відповідності емпіричного ряду розподілу нормальному подаємо у вигляді таблиці 1.4.

Таблиця 1.4- побудови теоретичного розподілу з використаннямінтегральноїфункції , де х₁ – верхня межа інтервалу

Групи за рівнем з/пл	F	X1-			-
Нижче 2100		-1263.18	-1,06	0,145	0,145	106,72
Від 2100 до 3000		-363.18	-0,3	0,382	0,237	174,43
Від 3000 до 3900		536.82	0,45	0,674	0,292	214,91
Від 3900 до 4800		1436.82	1,2	0,885	0,211	155,3
Вище 4800					0,115	84,64
Разом		Х	х	Х

Для оцінки істотності відхилення між теоретичними та емпіричними частотами використати критерій узгодженості Пірсона. Дані для розрахунку критерію узгодженості Пірсона подати у вигляді таблиці 1.5.

Таблиця1.4 - РозрахунокзначеннякритеріяузгодженостіПірсона

F
	106,72	34,28	1175,12	11,01
	174,43	-17,43	303,8	1,74
	214,91	-38,91	1513,99	7,04
	155,3	0,7	0,49	0,003
	84,64	21,36	456,25	5,39
		х	х	25,18

Фактичне значення порівнюємо з критичним. Для імовірності

1- а =1-0,95=0,05 і числа вільності к = т-r-1=5-2-1=2, де т – число груп; r =2 – число параметрів функції. Критичне значення χ² _0,05(2) =5,99. Порівнюючи фактичне та критичне значення критерія Пірсона: χ²=25,18>χ² _0,05(2) =5,99 із ймовірністю 0,995 можна стверджувати, що розподіл працюючих за заробітною платою не підпорядковується нормальному закону.

Лінійна діаграма теоретичних та емпіричних частот зображена на рис.1.3.

З діаграми видно, що графіки не є близькими, а це свідчить про неправильність вибораного типу розподілу

Обчислюємо критерій Колмогорова λ.

Таблиця 2.4 – Розрахунок критерію Колмогорова

		Нагромаджені частоти	-	| - |
	106,72		106,72	34,28	34,28
	174,43		281,15	16,85	16,85
	214,91		496,06	-22,06	22,06
	155,3		651,36	-21,36	21,36
	84,64

Критерій Колмогорова обчислюэмо за формулою:

λ = ,

де D = max | - |; λ = .

Для розрахованого λ в таблиці знаходимо ймовірність Р_(1,26) =0,1038. Отже, при випадковому походженні відхилень , ймовірність того, що λ не перевищить 1,26 близька до 0,1038.