Экономико-статистический анализ эффективности производства мяса крупного рогатого скота в сельск (стр. 3 из 10)
- выборочная дисперсия по 2-й группе (району).Из таблицы 6 σ1=0,27; σ2=0,14.
Определим выборочные дисперсии:
; 
.Определим величину квадрата средней ошибки выборки по группам:
; 
Обобщенная средняя ошибка составит:
Фактическое значение критерия t – Стьюдента при числе степени свободы V=(n1-1) + (n2-1) = (12-1) + (11-1)= 21 и α = 0,05 составит 2,08.
Так как
< 
, различие между районами по уровню окупаемости затрат с вероятностью 0,95 является несущественным.2. Обоснование объема и оценка параметров статистической совокупности
2.1. Обоснование объема выборочной совокупности
Вариацию показателей, используемых при проведении экономико-статистического исследования, необходимо учитывать при определении необходимой численности выборки. В рекомендуемую для исследования совокупность полностью включены хозяйства 2-х районов центральной зоны Кировской области. Однако различие между ними, как следует из данных таблицы 6, остается существенным. Определим фактический размер предельной ошибки выборки по формуле
,где t – нормированное отклонение, величина которого определяется заданным уровнем вероятности (при р=0,954; t=2);
V – коэффициент вариации признака.
Результаты расчета представлены в таблице 7.
Таблица 7 - Расчёт фактической величины предельной ошибки и необходимой численности выборки
| Показатель | Фактические значения | Необходимая численность выборки при  =13,8% и 13,5% | ||
 | V,% | | ||
| Среднесуточный прирост, г | 374,5 | 30,25 | 12,6 | 19 |
| Себестоимость 1 ц прироста от выращивания и откорма, руб. | 3677,5 | 41,3 | 17,2 | 36 |
| Окупаемость затрат, руб. | 0,99 | 20,7 | 8,4 | 10 |
, % Как известно, совокупность является однородной при коэффициенте вариации 
. Определим величину предельной ошибки для таких показателей, как среднесуточный прирост и себестоимость 1 ц прироста от выращивания и откорма - при фактической численности выборки, равной 23 хозяйствам (n=23):
= 
Определим величину предельной ошибки для показателя окупаемости затрат при фактической численности выборки, равной 24 хозяйствам (n=24):
= 
В таблице 7 представлен необходимый объём численности выборки, при котором не будет превышена предельная ошибка в размере 13,8% и 13,5 соответственно, т.е.
,где V – фактическое значение коэффициента вариации.
Таким образом, для того, чтобы не превысить максимально допустимую величину предельной ошибки по 2-м показателям, необходимо отобрать от 19 до 36 хозяйств. А для того чтобы выборка была репрезентативной при фактической их численности, равной 23 единице, вариация характеризующих признаков должна быть не более 33%.
2.2 Оценка параметров и характера распределения статистической совокупности
Выявление основных свойств и закономерностей исследуемой статистической совокупности необходимо начинать с построения ряда распределения единиц по одному из характеризующих их признаков. Оценка параметров ряда распределения позволит сделать вывод о степени однородности статистической совокупности, о возможности использования её единиц для проведения научно обоснованного экономического исследования.
Рассмотрим порядок построения ряда распределения 23 хозяйств области по среднесуточному приросту на одну корову следующий:
1. Составляем ранжированный ряд распределения предприятий по среднесуточному приросту на одну голову крупного рогатого скота, т.е. располагаем их в порядке возрастания по данному признаку (г): 119; 159; 188; 224; 263; 297; 305; 317; 321; 326; 333; 355; 357; 385; 394; 420; 456; 489; 527; 571; 615; 637; 644.
2. Определяем количество интегралов (групп) по формуле:
k = 1+3,322 lg N,
где N – число единиц совокупности.
При N=23 lg 23 = 1,362 k = 1+3,322 ∙ 1,362 = 5,52 » 6
 |
3. Определяем шаг интервала:
где x max и x min – наименьшее и наибольшее значение группировочного признака.
k – количество интервалов.
.4. Определяем границы интервалов:
Для этого x min = 119 принимаем за нижнюю границу первого интеграла, а его верхняя граница равна: x min + h = 119 + 87,5 = 206,5. Верхняя граница первого интервала одновременно является нижней границей второго интервала. Прибавляя к ней величину интервала (h), определяем верхнюю границу второго интервала: 206,5 + 87,5 = 294.
Аналогично определяем границы остальных интервалов.
5. Подсчитываем число единиц в каждом интервале и записываем в виде таблицы.
Таблица 8 – Интервальный ряд распределения хозяйств по среднесуточному приросту на одну корову
| Группы хозяйств по среднесуточному приросту на одну корову, г. | Число хозяйств |
| 119 – 206,5 | 3 |
| 206,5 – 294 | 2 |
| 294 – 381,5 | 8 |
| 381,5 – 469 | 4 |
| 469 – 556,5 | 2 |
| 556,5 – 644 | 4 |
| Итого | 23 |
Для наглядности интервальные ряды распределения изображают графически в виде гистограммы. Для ее построения на оси абсцисс откладывают интервалы значений признака и на них строят прямоугольники с высотами, соответствующими частотами интервалов.
Рисунок 1 – Гистограмма распределения хозяйств по среднесуточному приросту на одну корову
Для выявления характерных черт, свойственных ряду распределения единиц, могут быть используют следующие показатели:
1) Для характеристики центральной тенденции распределения определяют среднюю арифметическую, моду, медиану признака.
 |
Средняя величина признака определяется по формуле средней арифметической взвешенной:
где x i – варианты;
- средняя величина признака;f i - частоты распределения.
В интервальных рядах в качестве вариантов (х i ) используют серединные значения интервалов.
 |
Мода – наиболее часто встречающееся значение признака, может быть определена по формуле:
где xmo – нижняя граница модального интервала,
h – величина интервала,
Δ1 – разность между частотой модального и домодального интервала,
Δ2 – разность между частотой модального и послемодального интервала.
 |
 |
Медиана – значение признака, находящегося в центре ранжированного ряда распределения, определяется по формуле:
где xme – нижняя граница медиального интервала,