Денежное обращение и кредит (стр. 3 из 6)

Проверим статистическую совокупность, состоящую из отдельных показателей по кредитам в рублях, предоставленным кредитными организациями физическим лицам и индивидуальным предпринимателям по Приволжскому Федеральному округу РФ за январь 2007г. на однородность. Данная информация представлена в приложении Б.

Таблица 2.1.3-Расчеты для вычисления обобщающих показателей и показателей вариации

Регион		Объем выданных кредитов физическим лицам, тыс.руб xi				2
Республика Башкортостан		46174441		9056803		82025680580000
Республика Татарстан		53343121		16225483		263266298600000
Удмуртская Республика	18844084		-18273553		333922739200000
Пермский край	38989528		1871891		3503975916000
Кировская область	11803664		-25313973		640797229000000
Самарская область	92607725		55490088		3079149866000000
Саратовская область	24403157		20685520		427890737700000
Ульяновская область	10775382		-26342255		693914398500000
Итого	296941102		0		5524470000000000

Средняя арифметическая:

Дисперсия представляет собой средний квадрат отклонений индивидуальных значений признака от их средней величины. Вычисляется по формуле:

Среднеквадратическое отклонение- это обобщенная характеристика размеров вариации признака в совокупности. Выражается в тех же единицах, что и признак:

Коэффициент вариации- относительный показатель вариации. Дает характеристику однородности совокупности. Совокупность считается однородной, если коэффициент вариации не превышает 33%.

Однородность единиц статистической совокупности формируется под воздействием определенных причин и условий. Социально-экономическое положение регионов в России характеризуется глубочайшей дифференциацией и разнообразием ситуаций. Это обусловлено уровнем экономического развития регионов, ходом становления рыночных отношений, малого бизнеса и т.д. Для каждого региона складывается свой специфический, соответствующий их социально- экономическому развитию уровень предоставления кредита. Таким образом, можно утверждать, что изучаемая совокупность уровня предоставления кредита в январе 2007г. является однородной, так как коэффициент вариации V_σ=22,4% < 33%. Связана такая однородность с общим экономическим уровнем Приволжского Федерального округа.

2.1.2 Анализ структурной деформации денежных масс.

Данные для исследования взяты из Российского статистического ежегодника 2006.

Структурный анализ денежных масс проводится с помощью относительного показателя структуры по годам.

Рассчитанные показатели структуры представлены в таблице 2.1.4

Таблица 2.1.4- Структура денежной массы 1999-2005гг

Годы	1999	2000	2001	2002	2003	2004	2005
Всего,%	100	100	100	100	100	100	100
Наличные деньги,%	36,5	37,2	36,3	36,2	35,7	35,7	35,2
Безналичные средства,%	63,5	62,8	63,7	63,8	64,3	64,3	64,8

Рисунок 2.1.2- Структура денежной массы за 1999-2005гг.

В ситуации экономической нестабильности наличные деньги практически исключаются из сбережений, а следовательно, уменьшаются потенциальные ресурсы банковской системы, общий инвестиционный потенциал. При условиях, определяющих завышенную ценность наличных денег по сравнению с безналичными (возможность ухода от налогообложения, высокая ликвидность и скорость оборота относительно других форм активов, защита от непредсказуемых мер воздействия со стороны государства, банков и др.), снизилась привлекательность безналичных расчетов, что также вело к сокращению ресурсов банковской системы. К отрицательным последствиям можно отнести и уменьшение регулирующих возможностей ЦБ РФ, его способности осуществлять контроль за межрегиональной миграцией денежных средств, состоянием платежно-расчетной системы.

Ухудшение функциональной структуры денежной массы заключалось в сокращении объемов сбережений в национальной валюте, сдвиге в сторону краткосрочных средств.

2.1.3.Анализ зависимости объема кредита от срока погашения, предоставляемых кредитов.

Проверим соответствие эмпирического распределения объема предоставляемых кредитов за 2006 год нормальному распределению на основе критерия согласия Пирсона. Данная информация представлена в приложении В.

Таблица 2.1.5- Предоставленные кредиты

Кредиты, предоставленные в рублях	Объем кредитамлн.руб 2006 г.
		Всего	4 220 325
из них по срокам погашениядо 30	245 457
31-90	247 377
91-180	362 185
181-365	966 959
365-1095	792 270
Свыше 1095	303 460

Выдвинем нулевую гипотезу о том, что изучаемая совокупность распределена нормально.

Для этого вычислим теоретические частоты

и величину критерия

Пирсона

Критерий согласия Пирсона

определяется выражением:

,

где n_i– эмпирические (наблюдаемые) частоты,

- теоретические (выравнивающие) частоты, рассчитываются

по формуле:

, ,

где x_i – середина интервала,

h–ширина интервала.

Сначала найдем величины средней арифметической и среднеквадратического отклонения для исходного интервального вариационного ряда.

Таблица 2.1.6-Расчеты для вычисления обобщающих показателей и показателей вариации

xi	ni	xi* ni		S
15	245 457	3681855	9622896228	245457
30	247 377	7421310	10497690370	492834
45	362 185	16298325	13212870990	855019
90	966 959	87026310	20611698040	1821978
365	792 270	289178550	13184165070	2614248
1640	303460	497674400	617944398300	2917708
Итого	2917708	901280750	68507371900

Средняя величина:

Среднеквадратическое отклонение:

Далее вычислим

,для этого составим таблицу для проведения промежуточных расчетов.

Таблица 2.1.7- Расчеты для вычисления

хi	ni	ui	φ(ui)
15	245 457	-0,86	0,2756	5035,8	11477906
30	247 377	-0,82	0,2850	10496	5346094
45	362 185	-0,78	0,2943	23804	4810187
90	966 959	-0,67	0,3187	141468	4816887
365	792 270	-0,009	0,3989	572473	84374
1640	303460	3,17	0,0042	2619784	2048014
Итого	2917708	=2858346

Исходя из данных, получаем

=2858346

По таблице «Критические точки распределения Пирсона

» при заданном уровне значимости α и числе степеней свободы ν находим .

Примем уровень значимости α=0,05. Число степеней свободы:

ν=s-k-1,

где s- число групп;