| Главная » Файлы » Қазақша рефераттар » Экономика | [ Добавить материал ] |
Құбылыстардың арасындағы өзара байланысты статистикалық өлшеу
| 19.02.2014, 22:09 | |
|
Құбылыстардың арасындағы өзара байланысты статистикалық өлшеу 6.1 Байланысты статистикалық өлшеудің мәні құбылыстардың арасындағы объективті бар байланысты зерттеуде және байланыс моделін құруда Таќырып № 12. ¤ндіріс тиімділі статистикасы. 12.1 Ќоѓамдыќ µндіріс тиімділігі мєні. 12.2 Пайда- кєсіпорын шаруашылыѓы нєтижесініњ негізгі кµрсеткіші. 12.3 Пайдалылыќ -µткен кезењдегі ењбекті пайдалану тиімділігініњ кµрсеткіші ретінде. 12.4 Негізгі ±ѓымдар. 12.1 Ќоѓамдыќ µндіріс тиімділігін статистикалыќ зерттеу мєні ќоѓамдыќ µндіріс тиімділігініњ жалпы жєне жеке кµрсеткіштерін зерттеу, тиімділіктіњ экономикалыќ талдауын ж‰ргізу жєне жеке факторлардыњ оныњ дењгейіне, динамикасына єсерін айќындау. Экономикалыќ тиімділік - б±л экономикалыќ эффект кµрсеткішініњ жетістік немесе ресурс шыѓындарына бµлінгенде аныќталатын ќатысты шама. Тиімділікті жоѓарылатудыњ негізгі маќсаты – ќосымша шыѓынсыз ќосымша тиімділікті алу. Б±ѓан ресурстар мен аѓымдыќ шыѓындарды ‰немдеу есебінен жетеді. ¤ндірістік жєне шаруашылыќ іс-єрекет нєтижесі кµрсеткіштеріне: 1) жалпы шыѓарылым (валовый выпуск); 2) жалпы ішкі µнім; 3) жалпы ќосымша ќ±н; 4) жалпы ±лттыќ табыс; 5) пайда. ¤ндіріс ресурстары кµрсеткіштеріне жатады: 1) тірі ењбек; 2) ењбек ќ±ралдары; 3) ењбек заттары; Аѓымдыќ шыѓындарѓа жатады: 1) Негізгі µндірістік табыстардыњ ауыстырылѓан ќ±ны (амортизацияныњ жылдыќ сомасы); 2) Материалдыќ айналым ќорыныњ µндірісте пайдаланылѓан ќ±ны (амортизацияны есептемегенде шикізат, материалдар, отын жєне т.б. материалдыќ шыѓындар) 3) Материалдыќ µндірістіњ ж±мысшыларыныњ жалаќы ќоры. Ќоѓамдыќ µндіріс тиімділігініњ ќорытындылаушы кµрсеткішін ќ±ру єдістемесі екі подходќа негізделеді: 1) ресурстыќ подход – µндіріс нєтижесініњ ресурстар сомасына ќатынасы: ЖІ¤ Ѓ рес=–––––––––––––; ОФ+ОбФ+Т М±нда: ЖІ¤-жалпы ішкі µнім; ОФ- ењбек ќ±ралдары; ОбФ- ењбек заттары; Т- µндіріске ќатысу адамдар саны; 2) шыѓындыќ подход – аѓымдыќ шыѓындардыњ тиімділігі µндіріс нєтижесініњ аѓымдыќ шыѓындар сомасына ќатынасымен аныќталады: ЖІ¤ Ѓ рес=–––––––––––––; А+АТ+ЖЌ М±нда: А - амортизация; АТ- аралыќ т±тыну; ЕАЌ- ењбек аќы ќоры. 1.2 ¤ндірістіњ экономикалыќ тиімділігі екі т‰рлі болады: 1) µндірістік – жалпы шыѓарылым, жалпы ќосымша ќ±н – б±л шама абсолюттік, тиімді; 2) шаруашылыќ – пайда, шыѓын- шама абсолюттік, тиімді, тиімсіз. ¤німді сатудан т‰сетін пайда мынаѓан тењ: µнімді сатудан т‰сетін аќша минус µнімніњ толыќ µзіндік ќ±ны. Паданыњ шамасына єсер ететін факторлар келесі факторларѓа тєуелді: q – µнімніњ физикалыќ кµлемі; асс- µнім ассортименті; р – баѓасы; z – оныњ µзіндік ќ±ны; Пайданыњ динамикасы индекстер ж‰йесі кµмегімен зерттеледі: 1) Т±раќсыз ќ±рам индексі, ол 4 факторладыњ єсерінен пайданыњ µзгеру шамасын кµрсетеді. 2) Факторлыќ индекстер тобы, олардыњ барлыѓы т±раќты ќ±рам жєне мына с±раќтарѓа жауап береді: А) µнімніњ физикалыќ кµлемі (q) Б) µнім ассортименті (асс) В) µнімніњ µзіндік ќ±ны (z) Г) µнім баѓасы (р) 1.3 Рентабельділік µндірістіњ тиімділігі кµрсеткіші ретінде кєсіпорынныњ пайдалылыѓын сипаттайды. Рентабельділік дењгейі – µткен уаќыттаѓы ењбек нєтижелігін сипаттайтын ќатысты шама. Рентабельділік дењгейі ќойылѓан маќсатќа ќарай кµптеген єдістермен есептеледі жєне єр жаѓдайда белгілі бір экономикалыќ сипаттаманы алады. • ¤німніњ рентабельділігі – сатылѓан µнімніњ єр аќша бірлігінен алынатын пайданыњ кµлемін сипаттайды. • Ќорлар рентабельділігі – µндірістік ќорлардыњ 1 аќша бірлігінен алынатын пайданыњ кµлемін сипаттайды. • Сатылу рентабельділігі – сатылѓан µнімніњ 1 аќша бірлігінен алынатын пайданыњ кµлемін сипаттайды. • Кєсіпорынныњ рентабельділігі – кєсіпорынныњ барлыќ активтерініњ 1 аќша бірлігінен алынатын пайданыњ кµлемін сипаттайды. 1.4 Негізгі ±ѓымдар: Экономикалыќ тиімділік - б±л экономикалыќ эффект кµрсеткішініњ жетістік немесе ресурс шыѓындарына бµлінгенде аныќталатын ќатысты шама. Сатудан т‰сетін пайда – сатылу аќшасы мен сатылѓан µнімніњ толыќ µзіндік ќ±ны арасындаѓы єрт‰рлілік болып табылатын абсолюттік кµрсеткіш. ¤німніњ рентабельділігі – сатылудан т‰сетін пайданыњ сатылѓан µнімніњ толыќ µзіндік ќ±нына бµлгенде аныќталатын ќатысты кµрсеткіш. Сатылу рентабельділігі – салыќтар тµленгенннен кейінгі ќалѓан таза пайданы акциздер мен ќосымша ќ±н салыѓын алып тастаѓанда ќалатын сатылу аќшасына бµлгенде аныќталатын ќатысты шама Кєсіпорын рентабельділігі – таза пайданыњ кєсіпорынныњ барлыќ активтерініњ сомасына (±заќ мерзімді, аѓымдыќ, материалдыќ, материалдыќ емес) ќатынасына тењ. Қоғамдық құбылыстар мен процестерді зерттеу кезінде орташа шамалар қортынды көрсеткіш ретінде жалпы жиынтықты өзгермелі белгілері бойынша бардығына ортақ сандық шамамен сипаттайды. Бірақ, осы белгілердің ішкі құрлымына, өзгерісіне әсерін тигізетін түрлі себептерді ашық көрсете алмайды. Себебі жиынтықты жеке белгілеріне әр түрлі жағдайлар әсер еткен сайын олардың арасында өзгеріс туады, яғни үлкенді – кішілі ауытқулар болады. Демек, екі таратпалы қатардың орташа шамалары бірдей болса, онда олардың әрқайсысының ішкі құрлымындағы белгілер арасында да түрлі өзгерістер мен ауытқулар болады.Егер қатар белгілердің жеке мәндерінің бір- бірімен аздаған ғана өзгерістерді болатын болса, онда орташа шама сол жиынтықтар үшін дұрыс деп саналады. Егер қатар белгілердің жеке мәндері бір – бірімен көптеген өзгерістермен, яғни ауытқуларымен ерекшеленсе, онда есептелген орташа шаманың тәжрибелік мәні болмайды. Мысалы, екі бригаданың жеті күн ішінде өндірген өнімдерінің мөлшері төмендегідей : бірінші бригада 4,6,5,4,5,5,6 барлығы =35 екінші бригада 1,2,2,2,7,10,11барлығы =35 Екі бригада да өндірген орташа өнім көлемі бірдей, яғни 5- ке тең,бірақ, бірінші бригада бірқалыпты, ал екінші бригада секірмелі түрде өнім өндірген. Демек, бірінші бригаданың орташа мәні екінші бригадамен салыстырғанда әрбір жеке белгінің сандық мәнінең аздаған ғана ауытқуда болды. Статистикалық өзгерме деп жиынтық бірліктерінің белгілеріне түрлі себептердің әсер етуінен болған сандық өзгерісті айтады.Сонымен қатар мұны бір бөлігінің сан мөлшерінің өзгермелілігі, құбылмалылығы дап айтуға да болады. Мысалы, әр гектардан алынатын өнімнің өнімділігі түрлі себептерге байланысты әр түрлі болады. Әлеуметтік – экономикалық құбылыстар мен процестердің өзгермелі шамасы, ауытқу дәрежесі әр түрлі көрсеткіштермен сипатталады және статистикалық тәжрибеде нақты немесе қатысты өлшем бірліктерімен көрсетіледі.Нақты және қатысты шама ретінде сол зерттеліп отырған жиынтық бірліктерінің біртектілігін, тұрақтылығын саралайды, ішінара бақылау кезенде жіберілген қатенің шамасын көрсетеді, белгілердің бір – бірімен байланыстылығымен тәуелділігін анықтайды. Сонымен, өзгерме көрсеткіштердің жай түрі, ал жиеліктері бірге беріліп, әр түрлі сандық мәнмен көрсетілетін болса, онда салмақталған түрі қолданылады.Бұл жағдайды басқа түрде айтуға болады: егер сандық қатардың орташа мәні арифметикалық орта шаманың жай түрімен есептелсе, онда өзгерменің көрсеткіштері де жай,ал салмақталған тәсілмен есептелсе, салмақталған болып саналады. Өзгерменің өрісі.Статистикалық сандық қатардың негізгі көрсеткіштерінің ішіндегі ең жай түрі, яғни белгілердің бір – бірінен сандық шамамен қаншаға өзгергендігін көрсететін көрсеткіш өзгерменің өрісі болып саналады. Сонымен , өзгерменің өрісі деп сандық қатар белгілерінің ең үлкен және ең кіші мән шамаларының арасындағы айырмашылықты айтады. Ол екі шекті шаманың айырмасын көрсетелі. Статистикада өзгерменің өрісі R – әріпімен белгіленеді және мына формула арқылы есептеледі: R = X көп – X аз, мұнда Хкөп - сандық қатар белгілерінің үлкен мәні; Хаз – сандық қатар белгілерінің кіші мәні. Мысалы, бригада жұмыс істейтін жұмысшылардың ең тқменгі еңбекақысы 2000 теңге, ал ең жоғарғы еңбекақы 3000 теңге десек, онда өзгерменің өрісі 1000 (3000 - 2000) теңгеге тең болады. Бірақ, біл көрсеткіштің сол өзіне тән кейбір кемшіліктеріде кездеседі. Біріншіден, өзгерменің өрісі белгінің ең шекті екі сандық мәні бойынша есептелгенімен, оның ішкі құрлымындағы өзгерістер мен ауытқушылық көрсетілмей, жасырын қалып қояды. Осының салдырынан өзгерменің өрісі әрбір қатардағы белгінің құбылмалылығын дұрыс сипаттай алмайды. Екіншіден, сандық қатардың жилік көрсеткіштерді есепке алынбайды. Ол орташа сызықтық ауытқу, шашыранды (дисперсия) және орташа шаршылық ауытку сияқты өзгерменің негізгі көрсеткіштерін есептеу кезінде қолданылады. Осыған орай өзгерменің бұл көрсеткіштері жай және салмақталған болып екіге бөлінеді. Егер сандық қатардың белгілері беріліп, жиіліктері берілмеген болса, онда теориялық және тәжрибелік зерттеу кезінде орта шамамен қатар жеке бірліктердің жиынтық көрсеткіштерінің өзгермелілгі, fқұбылмалылығы өарастырылады және оларды статистикада өзгерменің көрсеткіштері деп атайды. Орташа сызықтық ауытқу. Оны ауытқудың нақты (абсалюттік) арифметикалық орташа шамасы деп те атайды. Яғни орташа сызықтық ауытқу деп әрбір белгінің (х) жеке мәнінен арифметикалық орташа шаманы (х) алып, одан шыққан ауытқу қосындыны Σ (х - х)белгі санына - (n) немесе әр қатардағы ауытқу көрсеткіштерін (х - х) жиеліктеріне f көбейтіп, ал оның қосындысын Σ (х -х) f сол жиеліктің жалпы жиынтығына Σ f бөлгеннен шыққан шаманы айтады. Бұл орташа сызықтық ауытқуды жай және салмақталған тәсілмен есептеу болып саналады. Статистикалық өзгерме көрсеткіштерін есептеу кеінде кейбір математикалық қасиеттердің қолданылу тәсілдеріне өзгеріс енгізуге тура келді. Мысалы, белгілердің орташа шамадан ауытқу қосындысы әрқашан нөлге тең болды. Сондықтан олардың бірін – бірі жойып жібермеуі үшін жақшаны түзу сызықпен көрсетеміз.Оған мысал ретінде төмендегі (9.1 - кесте)көрсеткіштер көрсетілген: Бригада жұмысшыларының алған айлық еңбекақы мөлшері (теңге) Жұмысшылардың рет нөмірі (n) Айлық еңбекақы (x) X – X X = 2600 (X - X) (X - X ) 1 2 3 4 5 Барлығы : 1900 2400 3100 2600 3000 13000 -700 -200 500 0 400 - 700 200 500 0 400 1800 490000 40000 250000 0 160000 940000 Берілген мәліметтер бойынша орташа сызықтық ауытқуды есептеу үшін алдымен арифметикалық орташа шаманы табамыз. Ол арифметикалық орташа шаманың жай түрінің формуласы бойынша есептеледі: Σ х 1300 Х = = = 2600 теңге. n 5 Енді орташа сызықтық ауытқуды жай түрі бойынша есептейміз жіне ол 360 теңгеге тең болады: Σ (x – x ) 1800 d = = = 360теңге. n 5 Шаршыранды немесе дипресия деп әрбір қатардағы белгінің (х)алдындағы айырмаларды (х-х) екі есе дәрежелеп (х-х)² және бір – біріне қосып, одан шыққан ауытқу қосындыны Σ(х -х)² белгі санына (n), немесе дәрежеленген ауытқу көрсеткіштері жиеліктеріне (f) көбейтіп, оның қосындысын [ Σ (х-х)² f ] сол жиеліктің жалпы жиынтығына (f) бөлгеннен шыққан бөліндіні айтады. Шашырандының анықтамасын қысқарған түрде былай айтуға болады:орташа сызықтық ауытқудың алымындағы жақша ішіндегі көрсеткіштерді дәрежелеу. Өзгерменің коэффиценті дегеніміз орташа шаршы ауытқу (ơ) көрсеткішін арифметикалық орташа шамаға (х)-кіші бөлу.Статистикада ол латынның V- әріпімен белгіленеді және мына формула арқылы есептеледі: ơ V = = • 100‚ X мұнда ơ – орташа шаршы ауытқу; х- арифметикалық орташа шама. Статистикалық сандық қатар белгілері мен жиілік мәндеріне байланысты шашыранды мен орташа шаршы ауытқуды есептеу кейбір жағдайда қиындау тиеді.Сондықтан, жұмыс көлемі мен есептеу тәсілін жеңілдету үшін төменгі берілген математикалық қасиеттерге сүйенуге болады: 1. Егер барлық белгі мәндерінін (х) тұрақты бір шаманы (А) алсақ, одан шашырандының мәні өзгермейді: ơ ² (х-А) = ơ ² Демек, шашырандыны берілген белгілі мәндерімен емес, олардың тұрақты бір шамадан ауытқыған мәндері бойынша есептеуге болады: ơ ² = ơ ² (х-А) 2.Егер барлық белгі міндерін тұрақты бір шамаға (А) бөлсек, онда шашыранды А² рет, ал орташа шаршы ауытқу А рет азаяды: ơ ² [ ]= ơ ²: А² Демек, барлық белгі мәндерін тқрақты бір шамаға бөлу арқылы (деңгей арлығының айырмасына) орташа шаршы ауытқудыды табамыз, ол содан кейін оны тұрақты шамаға көбейтеміз: ơ = ơ [ ] •А 3.Орта шамалық шашыранды әрқашан кез – келген шамадан есептелген шашырандыдан аз болады: ơ ² > ơ ²‚мұнда ơ ² кез – келген шамадан есептелген шашыранды; ơ ² - орта шамалық шашыранды. 4.Шашыранды мәнінің шаршысы орташа мен олардың орта шама шаршысының айырмасына тең болады: ơ ² = х²-х ²‚ мұнда х ² = ———‚ х²=(—) Енді шашыранды былай жазуға болады: ơ ² = —— - (——) Енді белгі мәндері кіші сандық көрсеткіштермен берілетін болса, онда осы формуланы қолдау өте ыңғайлы болады. Оны нақты көрсету үшін 8.3- кесте көрсеткіштеріне қайта ораламыз және 9.3- кестеде қысқа түрде көрсетеміз: Шашырандыны ơ² = х² - х² формула бойынша есептеу x f x² x²f 41 43 45 47 49 Барлығы: I I 25 50 9 5 100 1681 1849 2025 2209 2401 — 18491 46225 101250 19981 12005 197952 Статистикалық жиынтықтардың өзгермелі, құбылмалы белгілеріне түрлі себептер әсерін тигізеді. Олар өздерінің тигізетін әсерлеріне қарай кездейсоқ және тұрақты болып екіге бөлінеді. Соған сәйкес өзгерме де кездейсоқ және тұрақты болуы мүмкін. Бірақ оларды бір – бірінен ажырата білуміз және жалпы өзгермедегі атқаратын рөлін анықтаумыз қажет. Жалпы статистикалық көрсеткіштерге талдау жасау кезінде қортындылаушы өзгерме көрсеткіштердің ішінде жиі қолданылатын түріне жататыны шашыранды болып саналады. Статистикада біртектес өзгерме көрсеткіштерінің бір немесе бірнеше топтарға бөлуіне байланысты шашыранды да үш тұрге бөлінеді: жалпы, топаралық және топтық немесе топішілік. Жалпы шашыранды (ơ ²).Біз оны жоғарыда қарастырдық. Ол жалпы өзгермелі жиынтық белгілеріне әсерін тигізетін барлық жағдайлар мен себептерді сипаттайды. Топаралық шашыранды (δ²) деп жеке топтық орташа шаманың жалпы жиынтықты орташа шамадан ауытқуын айтады. Топаралық шашыранды өзгерме белгілеріне әсер тигізетін тұрақты себептерді көрсетеді. Мұнда топтау негізінде әсерін тигізетін себептердің өзгергендігі қарастырылады. Яғни жалпы жиынтықтың өзіне тән өзгермелі белгілері бойынша жеке топтарға бөлінуін анықтайды. Топтық (топішілік) шашыраннды немесе орташа топтық шашыранды (ơ² және ơ²) деп әрбір топ бойынша кездейсоқ себептердің тигізген әсерінен оның өзгергендігін және мәні мен маңызын анықтауды айтады. Орташа топтық шашырандыны топтау негізіндегі себептерден әсер етуінен оның кездейсоқ өзгергендігі көрсетіледі.Оны есептеу үшін ең алдымен әрбір топ бойынша топтық шашыранды (ơ²)‚содан соң осы көрсеткіштер арқылы орташа топтық шашыранды есептелінеді. Математикалық статистикада жалпы шашыранды (ơ²) әрқашанда топаралық шашыранды (δ²) мен орташа топтық шашыранды (ơ²) шамаларының қосындысына тең болады деп дәлелденген. Және олардың бір – бірімен байланыстылығы мына формула арқылы көрсетіледі: ơ² = δ² + ơ² Мұны шаршынды қосындысының ережесі деп айтады. Бұл ереженің өзіне тән ілімдік және тәжрибелік маңызы мынада: біріншіден, егер жоғарыда берілген теңдестіктің екі шамасы белгілі болса, онда үшінші белгісіз шаманы анықтауға немесе есептелген көрсеткіштердің дұрыстығын тексеру қиындық тудырмайды.Оны мынадай түрде жазуға болады: δ² = ơ² - ơ² ; ơ² = ơ² - δ².Екіншіден, бұл ереженің маңызды болып саналатыны сонда, егер жалпы шаршынды мен топаралық шаршынды есептелген болса, онда топтау белгісінің әсерін тез анықтай аламыз. Үшіншіден, топтық шаршынды жалпы шаршындыдан әрдайым кіші болады ơ² < ơ². Себебі, жеке жиынтық бірліктері жалпы жиынтық бірліктерімен салыстырғанда біртекті болып келеді. Себебі, жеке жиынтық бірліктері жалпы жиынтық бірліктерімен салстырғанда біртекті болып келеді. Егер топаралық шаршындыны жалпы шаршындыға бөлетін болсақ, онда одан шыққан көрсеткішті төмендеу (детерминация) коэффициенті деп атайды. Сонымен, жоғарыда берілген шашырандының түрлері мен қосу ережесін толық түсіну үшін нақты мысал ретінде төменде берілген көрсеткіштерді есептейміз: Жұмысшылардың орташа айлық еңбекақы б-ша топқа бөлінуі,теңге Жұмысшылар саны цех цех цех Зауыт бойынша 700-800 800-900 900-1000 1000-1100 1100-1200 1200-1300 1300-1400 Барлығы: 10 20 50 60 40 20 — 200 30 40 10 80 70 60 10 300 10 40 140 120 80 60 50 500 50 100 200 260 190 140 60 1000 Осы берілген көрсеткіштерді қолдана отырып ықшамдалған тәсілмен зауыт және әрбір цех бойынша ортақ айлық еңбекақы мөлшерлерін, шашырандыларды есептейміз. Ол үшін қосымша есептеу кестесін құрастырамыз. Енді кесте бағаналарындағы есептелген көрсеткіштер арқылы зауыт және әрбір цех бойынша ықшамдалған тәсілдің мына формуласын х =A+ m d қолдана отырып орташа айлық еңбекақыны анықтаймыз. Саналы (альтернативті) белгілі шашыранды.Әлеуметтік – экономикалық құбылыстар мен процестерді зерттеу кезінде оның бөліктері өзіне тән сандық белгілері бойынша қарастырылса, кейбір дағдайда осы құбылыстардың жеке бөліктерін сапа бойынша қарасыруға тура келеді. Себебі, олардың бегілі бір бөлігінде сапа белгісі болса, қалған бөлігінде оның болмауы мүмкін.Мысалы, бір топта оқитын студенттердің үлкен бөлігін өте жақсы және жақсы оқитындар тобына жатқызсақ, ал қалған бөлігі төменгі топқа жатады. Немесе шағарылған 100 дана өнімнің 80 данасы жоғары сапалы десек, қалған 20 данасы төмен сапалы болуы мүмкін.Демек, өндірілген өнім көлемі жоғары және төмен сапалы екі бөліктен тұрады. Статистикада мұндай бөліктерге бөлінуді сапалы (альтернативті) белгілі өзгерме көрсеткіші деп атайды. | |
| Просмотров: 2722 | Загрузок: 70 | | |
| Всего комментариев: 0 | |
