Предыдущая страница реферата | 1  2  3  4  5  6  7  8  9  10  11 | Следующая страница реферата

Этот показатель будет равен нулю, если сравниваемые структуры остались неизменными; он будет равен единице, если сравниваемые структуры полностью изменились, т. е. О ( Ks ( 1. Его можно применить и для характеристики различий в структуре потребительских расходов домашних хозяйств, обусловленных дифференциацией доходов населения. В этом случае рассматриваемый коэффициент рассчитывается по следующей формуле: где vj и vi — доли отдельных видов расхода домохозяиств двух разных групп населения в одном из исследуемых периодов; j и i — номера сравниваемых групп населения по душевому доходу.

Изучение дифференциации потребления

Дифференциация потребления населения и домохозяйств изучается в различных аспектах: как между группами домохозяйств, выделенных по размеру, по составу, по имущественному положению, так и внутри этих групп.

При измерении дифференциации потребления могут использоваться метод статистической оценки гипотез, методология Парето—Лоренца—Джини, методы моделирования потребления и сравнительного анализа коэффициентов.

Рассмотрим применение некоторых из этих методов на примере изучения дифференциации потребления кофе в крайних децильных группах домохозяйств
(см. табл. 2).

Таблица 2

Дифференциация потребления кофе

в крайних децильных группах домашних хозяйств
|Потребле-ни|В % к итогу по 10%-ным |Потребление кофе |
|е кофе за |группам домохозяйств | |
|год, кг | | |
| |наименее |наиболее |в среднем по |общее по децильной |
| |обеспечен-н|обеспе-ченны|группе Пi |группе |
| |ых F1 |х F10 | | |
| | | | |первой |десятой |
| | | | |C1=ПiF1 |C10= ПiF10|
|Менее 3 |38 |6 |2 |76 |12 |
|3-5 |22 |12 |4 |88 |48 |
|5-7 |18 |34 |6 |108 |204 |
|7-9 |14 |28 |8 |112 |224 |
|9 и более |8 |20 |10 |80 |200 |
|Итого |100 |100 | |464 |688 |
|Обследова-н|126 |132 | | | |
|о | | | | | |
|домохо-зяйс| | | | | |
|тв | | | | | |

Вычислим показатели потребления по каждой децильной группе: а) среднее потребление кофе на одно домохозяйство в первой децильной группе в десятой децильной группе

б) дисперсию потребления в первой децильной группе в десятой децильной группе

в) коэффициент вариации потребления в первой децильной группе т. е. вариация умеренная и по потреблению кофе обследованные домохозяйства первой децильной группы неоднородны, в десятой децильной группе вариация потребления кофе в домохозяйствах десятой децильной группы слабая, а потребители достаточно однородны; г) доля потребляющих кофе от 3 до 7 кг в год в первой децильной группе w1 = 22 + 18= 40% = 0,4; в десятой децильной группе w10 = 12 + 34 = 46% = 0,46.

Оценка значимости показателей потребления производится при небольшом объеме единиц в каждой выделенной группе. В данном примере их применение нецелесообразно, так как в каждой группе обследовано более 100 домохозяйств: а) для среднего потребления где n — число обследованных хозяйств; б) для доли потребления в определенных границах

Расчетные значения t-критерия Стьюдента сравниваются с табличными
(tтабл при уровне значимости ( = 0,05 и числе степеней свободы df = n - 2).
Анализируемый показатель незначимо отличен от нуля при tфакт < tтабл. В этом случае показатель потребления статистически ненадежен. При tфакт ( tтабл рассматриваемый показатель статистически значимо отличен от нуля и надежен. При получении ненадежных показателей потребления необходимо увеличить число наблюдений или укрупнить выделенные группы (например, перейти от децильных к квинтильным группам).

Проанализируем статистическую оценку существенности различий в показателях потребления в сравниваемых группах. Для сравнения средних долей и коэффициентов вариации применяется t-критерий Стьюдента. При этом выдвигается нуль-гипотеза (Н0) о несущественных различиях между показателями, вычисленными по децильным группам. При tфакт < tтабл, ( =
0,05 и df = n1 + n2 - 2 нуль-гипотеза принимается. При tфакт ( tтабл нуль- гипотеза отвергается, что позволяет считать различия существенными.

Рассмотрим оценки существенности различий в потреблении по данным табл.
6.2. Оценка существенности различий в среднем потреблении кофе

Н0: П1(П10 ; так как tфакт > tтабл 1,96 при (= 0,05 и df = n1 + n2 - 2 = 126 + 132 –
2 = 256, гипотеза Hо отклоняется. Другими словами, выявлены различия в потреблении кофе в крайних децильных группах домохозяйств, в наиболее обеспеченной группе оно выше.

Оценка существенности различий в вариации потребления кофе

Н0: v1(v10 ; так как tфакт > tтабл, то гипотеза Н0 отклоняется. Выявлены существенные различия в вариации потребления в крайних децильных группах, и в наименее обеспеченной группе потребителей опо-требление более разнообразно.

Оценка существенности различий в долях домохозяйств с определенным уровнем потребления кофе

Н0: w1(w10 ;

Поскольку tфакт < tтабл, то гипотеза Н0 принимается, т. е. существенных различий в долях домохозяйств с потреблением кофе от 3 до 7 кг в год не выявлено.

Рассмотрим использование критерия Бартлета для проверки гипотезы об однородности дисперсий. Этот критерий считается самым мощным. Он позволяет одновременно сравнивать несколько дисперсий, не ограничен попарными сравнениями. Применение критерия Бартлета основано на предположении о нормальности (близости к ней) распределения изучаемого признака в группах, по которым исчислены дисперсии.

При объеме совокупности больше 50 единиц

Порядок расчета критерия Бартлета следующий: а) вычисляется средняя арифметическая из сравниваемых дисперсий б) находится десятичный логарифм этой величины в) находится г) определяется средняя геометрическая из логарифмов дисперсий где m — число сравниваемых дисперсий;

д) критерий Бартлета

Рекомендуем скачать другие рефераты по теме: история государства и права шпаргалки, шпоры на телефон, правильный реферат.





Предыдущая страница реферата | 1  2  3  4  5  6  7  8  9  10  11 | Следующая страница реферата