Мир Знаний

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 Vσ=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 ni– эмпирические (наблюдаемые) частоты,

- теоретические (выравнивающие) частоты, рассчитываются

по формуле:

,
,

где xi – 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;