Статистико економічний аналіз соціальної захищеності населення

[ виправити ] текст може містити помилки, будь ласка перевіряйте перш ніж використовувати.


Нажми чтобы узнать.
скачати

Російський Державний Аграрний Університет
МСХА ім. К.А. Тімірязєва
Калузький філія
Кафедра економіки та статистики
Курсова робота
З дисципліни: "Статистика"
На тему:
Статистико-економічний аналіз соціальної захищеності населення в Калузькій області (на прикладі Сухінічіского району)

Зміст

Введення. 3
Глава 1. Угруповання районів Калузької області. 5
1.1 Побудова інтервального варіаційного і рангового рядів розподілу. 5
1.2 Аналіз типових груп. 9
Глава 2. Угруповання районів за двома ознаками .. 13
2.1 Комбінована угруповання районів за двома ознаками .. 13
2.2 Індексний аналіз. 17
2.3 Кореляційна модель і її аналіз. 19
Глава 3. Аналіз динамічних рядів. 23
3.1 Природно-економічна характеристика Сухінічіского району. 23
3.2 Аналіз рядів динаміки. 24
3.3 Вирівнювання динамічного ряду за способом найменших квадратів і за допомогою ковзаючої середньої. 28
Висновки .. 33
Список літератури .. 35
Ключ до фішках .. 36

Введення

Інформація про населення потрібна для розвитку практично всіх галузей економіки: чисельність працездатного населення необхідна для розрахунку можливих масштабів його зайнятості; його професійний склад - для визначення сфери застосування праці; чисельність дітей дошкільного та шкільного віку - для визначення необхідної мережі дошкільних установ, шкіл та відповідних кадрів вчителів, вихователів і т.д.
У статистиці населення об'єктом статистичного спостереження можуть бути самі різні сукупності: населення в цілому (постійне або наявне), окремі групи населення (працездатне населення, міське населення чи сільське), які народилися за рік або померли і т.д. .
Рішення задач, що стоять перед соціальною статистикою, досягається на базі використання різних методів і прийомів: загальних і спеціальних статистичних спостережень, одноразових обстежень та обліків, статистичної та адміністративної звітності підприємств і організацій соціальної сфери, переписів і соціально-демографічних обстежень населення, моніторингу окремих показників, соціологічних опитувань.
Населення, як предмет вивчення в статистиці, являє собою сукупність людей, що проживають на певній території і безперервно поновлюються за рахунок народжень і смертей.
Розробка ефективної соціальної політики неможлива без глибокий знань про населення.
Метою даної курсової роботи є статистико-економічний аналіз соціальної захищеності населення за сукупністю районів Калузької області.
Предмет дослідження - соціальна захищеність населення.
Об'єкт дослідження - населення Калузької області.
Основними завданнями курсової роботи є:
вивчити соціальну захищеність;
вивчити фактори, що впливають на соціальну захищеність;
провести індексний аналіз соціальної захищеності населення;
вивчити в динаміці заходів, що проводяться в галузі соціальної захищеності населення за останні 10 років у Бабинінском районі.
При написанні курсової роботи були використані наступні методи: розрахунково-конструктивний, порівняльний, графічний, метод групування, індексний аналіз чисельності та розміщення населення в динаміці, аналіз тенденції розвитку за допомогою середньої ковзної та методу найменших квадратів, метод кореляційно-регресійного аналізу і т.д . .
Джерелами даних є: динаміка окремих показників по Калузької області та статистичні збірники по районах Калузької області.

Глава 1. Угруповання районів Калузької області

1.1 Побудова інтервального варіаційного і рангового рядів розподілу

Є дані статистичного спостереження про середній розмір нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. і середньомісячної номінально нарахованої з / п працівникам в економіці, руб. Калузької області в 2004 році. Обчислимо співвідношення, шляхом ділення середнього розміру нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту на середньомісячну номінально нараховану з / п працівникам в економіці і помножену на 100%.
Потрібно виділити, використовуючи метод статистичних угруповань, типові групи районів з різним співвідношенням цих показників і встановимо основні причини цих відмінностей.
Під угрупованням в статистиці розуміють розчленування одиниць сукупності на групи, однорідні в якому-небудь суттєвому відношенні, і характеристику таких груп системою показників з метою виділення типів явищ, вивчення їх структури та взаємозв'язків.
Метод угруповання грунтується на двох категоріях - групувальні ознаці і інтервалі. Группіровочний ознака - це ознака, по якому відбувається об'єднання окремих одиниць сукупності в однорідні групи. Інтервал окреслює кількісні межі груп.
Ми візьмемо в якості группировочного ознаки - середнього розміру нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту на середньомісячну номінально нараховану з / п працівникам в економіці і помножена на 100%. Таблиці 1.1
Проаналізуємо дані рангового ряду і його графіка - оцінимо характер інтенсивності відмінностей між районами і спробуємо виділити суттєві відмінні групи районів. Між районами, як видно, є відмінності у співвідношення середнього розміру нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. і середньомісячної номінально нарахованої з / п працівникам в економіці. Розмах коливань складає від першого до останнього району на 37,8%. Зростання цього співвідношення від району до району, відбувається стрибкоподібно від 1 до 5 на 8,8%, від 6 до 11 на 12,2%, від 12 до 17 на 6,6%, від 18 до 24 на 9,8%.
Таблиця 1.1
Ранжируваний ряд відносини середнього розміру нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту на середньомісячну номінально нараховану з / п працівникам в економіці і помножена на 100%.

Райони
Показник

Райони
Показник
1
Боровський
28,1
13
Тарусского
49,3
2
Малоярославском
30,9
14
Ізносковскій
50,5
3
Бабинінскій
33,4
15
Думініческій
50,9
4
Жуковський
36,6
16
Юхновський
53,4
5
Кіровський
36,8
17
Барятинський
55,8
6
Дзержинський
36,9
18
Хвастовіческій
56,1
7
Мединський
42,3
19
Жіздрінскій
56,6
8
Людиновский
45,4
20
Мосальский
58,3
9
Перемишельскій
45,8
21
Спас-Демінський
58,3
10
Ферзіковскій
48,9
22
Мещовскій
61,4
11
Козельський
49,1
23
Ульяновський
62,9
12
Сухініческій
49,2
24
Куйбишевський
65,9


Малюнок 1.1 ранжируваний ряд розподілу районів
Оскільки між районами відмінності невеликі, виділити їх у типові групи на підставі аналізу рангового ряду в нашому випадку неможливо. Тому далі необхідно побудувати інтервальний ряд розподілу районів з достатньо великим числом груп, оцінити якісний стан кожної групи шляхом побудови проміжно-аналітичної угруповання і перейти від неї до типовим групам.
Побудуємо інтервальний варіаційний ряд розподілу районів за
співвідношенню середнього розміру нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам, що стоять на обліку в органах соцзахисту і середньомісячної номінально нарахованої з / п працівникам в економіці.
Кількість груп необхідне для побудови угруповання, обчислимо за формулою Стержесса.
N = 1 +3,32 * ln n (1.1)
де, N - Кількість груп;
n - Кількість елементів у сукупності
N = 1 +3,32 * ln 24 = 1 +3,32 * 1,38 = 5,5816 = 6
Розділимо всю сукупність районів на 6 груп, і знайдемо величину інтервалу за формулою:
H = (Xmax - Xmin) / n (1.2)
де, Xmax = 65,9-максимальне значення ознаки в досліджуваному ранжированном ряду (район № 24);
Xmin = 28,1 - мінімальне значення (район № 1).
Величина інтервалу складе:
H = (65,9-28,1) / 6 = 6,3
Побудуємо ряд розподілу районів, нині величині інтервалу, значення Xmin = 28,1, тоді верхня межа першої групи складе:
28,1 +6,3 = 34,4 і т.п.
Розподілимо, за встановленими групами і підрахуємо їх число в кожній групі (табл.1.2).
Таблиця 1.2
Інтервальний ряд розподілу районів.
№ групи
Групи районів за величиною співвідношення СР розміру нарахованої за міс. пенсії до СР номінально нарахованої з / п, руб.
Число районів
I
28,1-33,4
3
II
36,8-36,9
3
III
42,3-45,8
3
IV
48,9-53,3
7
V
55,8-58,3
5
VI
61,4-65,9
3
Для наочності зобразимо інтервальний ряд у вигляді гістограми (рис.1.2).

SHAPE \ * MERGEFORMAT
0
1
2
3
4
5
6
7
число районів
I
II
III
IV
V
VI
співвідношення ср.пенсіі і ср.з / п

Малюнок 1.2. Інтервальний ряд розподілу районів
Об'ємна діаграма чітко показує, що існує група районів з низькими коефіцієнтом - це 1-ша ,2-я ,3-я ,6-я група, а також за графіком можна виділити район з високим коефіцієнтом - до них відносяться 4-я група районів .
Далі необхідно провести оцінку виділених груп шляхом розрахунку по кожній з них ряду суттєвих показників, які розкриють якісні особливості груп.

1.2 Аналіз типових груп

Аналітичне угруповання проводиться для вивчення взаємозв'язку між ознаками, покладеними в основу угруповання, і ознаками, що використовуються для характеристики груп. Вона дозволяє оцінити якісні особливості кожної групи інтервального ряду, об'єднати однорідні і нечисленні групи. Слід розрахувати середні відносні показники: чисельність пенсіонерів, які перебувають в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення), кількість лікарняних ліжок на 10000 чол. (На кінець року, од.), Число інвалідів мають обмежені здатності до трудової діяльності (на кінець року, на 1000 населення), чисельність населення на 1 лікаря (на кінець року, осіб), бібліотечний фонд загальнодоступних бібліотек на 1000 населення, число педіатричних ліжок для хворих дітей (на кінець року, на 1000 дітей від 0 до 14 років), забезпеченість житлом кв. м. загальної площі на 1 жителя. Всі дані запишемо в табл.1.3
Таблиця 1.3.
№ групи
число господарств
чисельність пенсіонерів, які перебувають в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення)
кількість лікарняних ліжок на 10000 чол. (На кінець року, од)
число інвалідів мають обмежені здатності до трудової діяльності (на кінець року, на 1000 населення)
чисельність населення на 1 лікаря (на кінець року, осіб)
Бібліотечний фонд загальнодоступних бібліотек на 1000 населення
число педіатричних ліжок для хворих дітей (на кінець року, на 1000 дітей від 0 до 14 років)
забезпеченість житлом кв. м. загальної площі на 1 мешканця
I
3
266,8
18,1
86
578
6655,3
100,1
22,03
II
3
274,5
17,6
83,2
571
6992
89,6
24,03
III
3
327,1
19,3
90,5
538,7
9875,7
144,3
24,5
IV
7
310,9
15,5
89,5
676,4
12139,8
322,1
26
V
5
377,1
16,54
107,7
615,2
19897,2
283,3
29,94
VI
3
379,9
13,2
93,7
781
20453,7
220,2
31,5
Разом в середньому
24
325,3
6,7
92,7
634,1
13183,1
1159,6
26,58
Зведені дані
Проаналізуємо показники, зіставивши їх між собою, і по групах вирішимо, питання про укрупнення груп. Судячи з наведеними даними таблиці 1.3 видно, що групи 1,2 с низькою чисельністю пенсіонерів і низьким рівнем бібліотечного фонду визначимо в нижчу типову групу. Групи 5,6 з великим числом педіатричних ліжок для хворих дітей та високим рівнем забезпеченості житлом віднесемо до вищої групи. Група 3,4 практично за всіма показниками займає проміжне положення між вищою і нижчою типовими групами, тому її слід зробити середньої. Таким чином, в нижчій типової групі 6 районів, у вищій 8 районів, і в середній групі 10 районів.
Відобразимо ці дані в таблиці 1.4.
Таблиця 1.4
Статистичні показники типових груп районів
Показники
I
II
III
У середньому
Число районів
6
10
8
24
СР розмір пенсій за місяць пенсіонерів стоять на обліку в органах соцзахисту населення, крб
270,65
318,98
378,5
325,3
Кількість лікарняних ліжок на 10000 чол. (На кінець року, од)
66,9
86,4
107,13
86,28
Число інвалідів мають обмежені здатності до трудової діяльності
84,6
90
100,7
92,77
Чисельність населення на 1 лікаря (на кінець року, осіб)
574,5
607,55
698,1
634,04
Бібліотечний фонд загальнодоступних бібліотек на 1000 населення
6823,6
11007,75
20175,4
13183,11
Число педіатричних ліжок для хворих дітей від 0-16 в установі МОЗ РФ (на кінець року, на 10000 чол)
31,65
47,055
65,03
48,32
Забезпеченість житлом кв. м. загальної площею на 1 мешканця
23,02
25,26
30,72
26,58
Проаналізуємо показники таблиці 1.4. Оцінимо розподіл районів за типовим групам. Зіставимо однойменні показники між групами. Порівняємо крайні групи. Число пенсіонерів у III групі більше, ніж у I на 378,5-270,65 = 107,85 руб., Або в 378,5 / 270,65 = 1,3 рази. Кількість ліжок на 10000 чоловік в III групі в порівнянні з I на 107,13-66,9 = 40,23 руб., Або в 107,13 / 66,9 = 1,6 разів. Число інвалідів мають обмеження у трудовій діяльності в III групі більше ніж у I на 100,7-84,6 = 16,1, або в 1,19 разів. Чисельність населення на 1 лікаря більше в III групі, ніж у I на 698,1-574,5 = 123,6, або в 1,22 рази. Бібліотечний фонд на 1000 населення більше в III в групі, ніж у I на 20175,4-6823,6 = 13351,8, або в 2,96 разів. Число педіатричних ліжок в III групі більше ніж у I 65.03-31.65 = 33.38. або в 2.05 рази. Забезпеченість житлом на кв. м. на 1 жителя 30,72-23,02 = 7,7, або в 1,33 рази.
Проаналізуємо всі дані ми можемо відзначити, що в II типової групі чисельність пенсіонерів на 1000 чол. більше ніж у I групі на 318,98-270,65 = 48,33, або у 1,18 рази. Кількість ліжок на 1000 чол. на 86,4-66,9 = 19,5 або в 1,29. Число інвалідів мають обмеження у трудовій діяльності в II групі більше, ніж у I на 90-84,6 = 5,4 або в 1,06 разів. Чисельність населення на 1 лікаря в II групі більше, ніж у I на 607,55-574,5 = 33,05 або в 1,06 разів. Бібліотечний фонд на 1000 населення в II групі більше, ніж у I на 11007,75-6823,6 = 4184,15 або в 1,6 разів. Число педіатричних ліжок від 0 до 14 років в II групі більше, ніж у I на 77,055-31,64 = 15,4 або в 1,49 разів. Забезпеченість житлом на кв. м. на 1 жителя в II групі більше, ніж у I на 25,26-23,03 = 2,23 або в 1,09 разів.

Глава 2. Угруповання районів за двома ознаками

2.1 Комбінована угруповання районів за двома ознаками

Потрібно визначити вплив середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. чол. на обсяг платних послуг на душу населення, руб.
Виділимо типові групи по намічених ознаками. Для цього побудуємо і проаналізуємо ранжируваний та інтервальний ряд по першому группировочного ознакою, визначимо величину інтервалу і число груп у ньому. Потім усередині кожної групи по відношенню чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. чол. - Побудуємо ранжируваний та інтервальний ряди. За другою ознакою - обсяг платних послуг на душу населення, руб., А також встановимо кількість груп та інтервалу.
Таблиця 2.1
Ранжируваний ряд відносини середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. чол. помножене на 100%
Райони
Відношення чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. чол. у%
Райони
Відношення чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. чол. у%
1
2
3
4
Ізносковскій
17,11
Ульяновський
24,71
Юхновський
19,15
Куйбишевський
24,73
Мещовскій
19,69
Боровський
25,51
Жуковський
20,18
Мединський
25,74
Спас-Демінський
20,83
Хвастовіческій
26,02
Ферзіковскій
21,02
Дзержинський
26,69
Перемишельскій
21,48
Сухініческій
28,68
Тарусского
21,94
Малоярославском
28,93
Козельський
22,05
Мосальский
29,00
Продовження таблиці 2.1
1
2
3
4
Барятинський
22,58
Жіздрінскій
29,82
Бабинінскій
24,23
Людиновский
30,35
Думініческій
24,53
Кіровський
30,62
Знайдемо величину інтервалу:
h == (30,62 - 17,11) / 3 = 4,5 і побудуємо інтервальний ряд розподілу (таблиця 2.2).
Таблиця 2.2
Інтервальний ряд розподілу
Номер групи
середньорічної чисельності працюючих,
тис. чол. до чисельності населення, тис. чол. помножене на 100%
Число районів
1
до 21,48
7
2
21,48-26,69
10
3
Понад 26,69
7
Всього
17,11-30,62
24

Наступним етапом нашої роботи буде побудова рангового ряду за другим показником - коефіцієнтом демографічного навантаження. Його представимо в таблиці 2.3

Таблиця 2.3
Ранжируваний ряд по об'єму платних послуг на душу населення, руб.
Райони
обсяг платних послуг на душу населення, руб.
Райони
обсяг платних послуг на душу населення, руб.
Ізносковскій
294
Боровський
1604
Барятинський
493
Бабинінскій
1705
Жіздрінскій
728
Ферзіковскій
1715
Перемишельскій
801
Юхновський
1742
Хвастовіческій
857
Мединський
2038
Мещовскій
859
Дзержинський
2044
Ульяновський
1080
Сухініческій
2158
Мосальский
1086
Людиновский
3173
Думініческій
1101
Кіровський
3224
Куйбишевський
1123
Жуковський
3558
Спас-Демінський
1425
Тарусского
3898
Козельський
1568
Малоярославском
4023
Знайдемо величину інтервалу: h = = (4023-294) / 2 = 1864,5 і побудуємо інтервальний ряд (таблиця 2.4).
Таблиця 2.4
Інтервальний ряд розподілу районів
Номер підгрупи
Коеф. демографічного навантаження
Число районів
а
До 2158
19
б
Понад 2158
5
Всього
294-4023
24
Кожна група за першим показником буде підрозділятися на дві групи по другій ознаці.
Складемо макет комбінаційної таблиці, в якій передбачимо підрозділ сукупності на групи і підгрупи, а також графи для запису числа районів, середнього розміру нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. і середньомісячної номінально нарахованої з / п працівникам в економіці, руб.
Таблиця 2.5
Вплив відносини середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. руб. та обсягу платних послуг на душу населення, руб.
№ групи
Відношення середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. чол.
Підгрупи
Обсяг платних послуг на душу населення, руб.
Число районів
Середній розмір нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам, що стоять на обліку в органах соцзахисту, руб.
Середньомісячна номінально нарахована з / п працівникам в економіці, руб.
Відношення середнього розміру нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. до середньомісячної номінально нарахованої з / п в економіці, руб.
I
до 21,48
А
до 2158
6
1901,3
3610,7
0,527
Б
більше 2158
1
1971,3
5340,2
0,369
разом I
7
1936,3
4475,75
0,448
II
21,48-26,69
А
до 2158
9
1979,12
4219,73
0,469
Б
більше 2158
1
2003,7
4061,9
0,493
разом II
10
1969,4
4140,82
0,481
III
більше 26,69
А
до 2158
4
1863,95
4041,18
0,461
Б
більше 2158
3
1989,27
5396,47
0,370
разом III
7
1976,61
4718,82
0,416
Проаналізуємо отримані дані залежності середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. та обсягу платних послуг на душу населення, руб. Побудуємо комбінаційну таблицю наступної форми (табл.2.6):
Таблиця 2.6
Залежність відносини середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. руб. та обсягу платних послуг на душу населення, руб.
Обсяг платних послуг на душу населення, руб.
Відношення середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. чол.
до 21,48
I
21,48-26,69
II
більше 26,69
III
У середньому
до 2158
0,527
0,469
0,461
0,486
більше 2158
0,369
0,493
0,37
0,411
У середньому
0,448
0,481
0,416
Комбінована угруповання дозволяє оцінити ступінь впливу на обсяг платних послуг на душу населення, руб. кожного фактора окремо і їх взаємозв'язку.
Порівняємо групи по відношенню середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. руб.
Проаналізуємо відношення середнього розміру нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам, що стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. до номінально нарахованої з / п в економіці, руб. При обсязі платних послуг на душу населення до 2158 руб. зменшується відношення середнього розміру нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам, що стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. до номінально нарахованої з / п в економіці, руб. у міру збільшення відносини середньорічної чисельності працюючих, тис. чол. до чисельності населення, тис. руб. з 0,527 в I групі до 0,469 в II і 0,461 в III групі. У середньому зменшилася на 0,527-0,461 = 0,066. При обсязі платних послуг на душу населення більш 2158 руб. відношення середнього розміру нарахованої за місяць пенсії пенсіонерам, що стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. до номінально нарахованої з / п в економіці, руб. постійно змінюється, тобто в I групі складає 0,369, що менше, ніж в II на 0,493-0,369 = 0,124 і менше, ніж у III на 0,370-0,369 = 0,001.

2.2 Індексний аналіз

Для характеристики явища і процесів у статистики широко застосовують узагальнюючі показники у вигляді середніх, відносних величин.
У широкому розумінні слово "Index" означає показник. Індекс в статистиці - це узагальнюючий показник порівняння двох сукупностей, що складаються з елементів, безпосередньо не піддаються підсумовування.
За допомогою індексних показників вирішуються такі основні завдання:
1) характеристика загальної зміни складного економічного явища;
2) відокремлення впливу зміни структури зміну индексируемой величини.
Спосіб побудови індексів залежить від змісту досліджуваних явищ, методологією розрахунку вихідних статистичних показників і цілей дослідження.
У цій роботі застосування індексного аналізу допоможе порівняти і проаналізувати показники двох типових груп (першої і третій) вищої і нижчої.
Розрахуємо фонд заробітної плати.
Між середньою з / п 1 працівника, кількістю працівників і фондом з / п існує наступний взаємозв'язок: F = S * N, де S-середня з / п (якісний фактор), а N-число робітників (кількісний фактор).
Таблиця 2.7
Фонд заробітної плати
Показник
Період
Базисний
Звітний
Фонд з / п, тис. руб.
8061,32
73153,80
Чисельність працівників, чол.
2475
12400
Середня з / п, руб.
3257,1
5899,5
Фонд з / п зріс у звітному періоді на ΔF = 73153,80-8061,32 = 65092,48. або на IF = 107,2%. Збільшення фонду з / п - результат зміни чисельності працівників та рівня з / п.
Покажемо зміну фонду з / п за рахунок зміни кожного фактора окремо.
У базисному періоді середня з / п 1 працівника становила 3257,1 руб. чисельність працівників у звітному періоді - 12400 чол. Якщо б кожен працівник як і раніше заробляв у середньому 3257,1 то фонд з / п склав би 12 400 * 3257,1 = 40388,04 тис. крб. Отже, за рахунок збільшення чисельності працівників при колишньому рівні середнього заробітку фонд з / п зріс в порівнянні з базисним періодом на ΔFN = 40388,04-8061,32 = 32326,7 тис. руб. або на IN = 101,01%
Фактично у звітному періоді фонд з / п склав 73153,80 тис. крб., Т. до одночасно зі збільшенням чисельності працівників збільшився і рівень середньої з / п. У результаті 12400 працівників на 32765,76 тис. крб. більше або на IS = 181,1%, чим довелося б їм виплатити при колишньому рівні з / п:
ΔFS = 73153,80 - 3257,1 * 12400 = 32765,76
Таким чином, приріст фонду з / п за рахунок збільшення чисельності склав +32326,7 тис. руб., А за рахунок збільшення середньої з / п +32765,76 тис. руб., Що в сумі становить 65092,46 тис. крб.
Приріст фонду з / п за рахунок зростання чисельності працівників на 1% складе 1,01%, а за рахунок приросту середньої з / п на 8,1%, фонд з / п в порівнянні з базисним періодом зріс на 7,2%.

2.3 Кореляційна модель і її аналіз

Для проведення кореляційно - регресійного аналізу залежності обсягу видів платних послуг на душу населення, руб. від середнього розміру нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. і середньомісячної номінально нарахованої з / п працівникам в економіці, руб.
За сукупністю районів Калузької області було побудовано кореляційне рівняння зв'язку обсягу видів платних послуг на душу населення, руб. з включенням 2 факторів: Х2 - середній розмір нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту, руб., Х1 - середньомісячна номінально нарахована з / п працівникам в економіці, руб. Середні значення та зміна результативного і факторних ознак у сукупності в додатку № 1.
У результаті рішень рівняння на ЕОМ були отримані такі його параметри:
Y =- 15065,72 +0,40 * X1 +7,76 * X2
Інтеграція отриманих параметрів слід:
A0 =- 15065,72 - умовне початок змістовної інтерпретації не підлягає;
A1 = 0,40 - коефіцієнт чистої регресії при першому факторі свідчить про те, що при зміні середньомісячна номінально нарахована з / п працівникам в економіці, руб. на 1грн. обсяг платних послуг на душу населення, руб. в середньому зміниться на 0,40 руб. за умови, що інші фактори залишаються постійними;
A2 = 7,76 - коефіцієнт чистої регресії при другому факторі показує, що при зміні середнього розміру нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту, руб. на 1грн. викликає зміну обсягу платних послуг на душу населення, руб. на 7,76 руб. за умови, що інші чинники залишається постійними.
Для порівняння коефіцієнтів регресії висловимо їх у вигляді β - коефіцієнти і коефіцієнтів еластичності.
β - коефіцієнти показують, що якщо величина фактора змінюється на одне середньоквадратичне відхилення, результативний ознака збільшиться (зменшиться) на величину β - коефіцієнта свого квадратичного відхилення, при сталості інших факторів.
Коефіцієнти еластичності показують, що якщо величина факторного ознаки збільшиться на 1%, результативний ознака збільшиться (зменшиться) відповідно на коефіцієнт еластичності, виражений у% при сталості інших факторів.
Розрахуємо середнє значення ознаки і визначимо середньоквадратичне відхилення.
ỹ = Σy / n (2.1)
де, ỹ - середнє значення результативної ознаки;
Σy - сума результативної ознаки по всіх районах;
n - число районів (24).
ỹ = 1762,375
X1 = Σ X1 / / n (2.2)
де, X1 - середнє значення першого факторного ознаки
Σ X1 - сума першого факторного ознаки по всіх районах;
n - число районів (24).
X1 = 4224,92
X2 = Σ X2 / n, де
X2 - середнє значення другого факторного ознаки
Σ X2 - сума другого факторного ознаки по всіх районах;
n - число районів (24).
X2 = 1942,14
бy = (Σ (yi-y) 2 / n) 1 / 2; бy = 4916,73 (2.3)
бх1 = (Σ (xi1-x1) 2 / n) 1 / 2; бх1 = 1095 (2.4)
бх2 = (Σ (xi2-x1) 2 / n) 1 / 2; бх2 = 59,46 (2.5)
Тепер можна визначити β - коефіцієнти і коефіцієнти еластичності.
β1 = 0,40 * бх1 / бy; β1 = 0,40 * 1095/4916, 73 = 0,089 (2.6)
β2 = 7,76 * бх2 / бy; β2 = 7,76 * 59,46 / 4916,73 = 0,094 (2.7)
Зіставлення β - коефіцієнтів показує, що найбільш сильний вплив на варіювання результативного чинника надає середньомісячна номінально нарахована з / п працівникам економіки, а менш сильний вплив надає середній розмір пенсій пенсіонерам перебувають на обліку в органах соцзахисту.
Е1 = а1 * X1 / ỹ; Е1 = 0,40 * 4224,9 / 1762,375 = 0,959 (2.8)
Е2 = а1 * X2 / ỹ; Е2 = 7,76 * 1942/1762, 375 = 8,551 (2.9)
Перший коефіцієнт еластичності показує, що при зміні середньомісячної номінально нарахованої з / п на 1% середній розмір вкладу в ощадбанк зміниться на 0,959 руб. . Другий коефіцієнт еластичності показує, що при середньому розмірі нарахованої за місяць пенсій на 1% середній розмір вкладу зміниться на 8,551 руб.
Таким чином, з аналізу видно, що найбільше на середній розмір вкладу в ощадбанк впливає середньомісячна номінально нарахована з / п працівникам економіки. Найменше на середній розмір вкладу в ощадбанк впливає середній розмір нарахованої за місяць пенсій.
Коефіцієнт множинної кореляції дорівнює 0,69, він говорить про те, що зв'язок сильна (додаток № 2). Також був розрахований коефіцієнт детермінації, який є квадратом коефіцієнт кореляції. Він показує, наскільки тісним є зв'язок між обраними показниками. У нашому випадку він дорівнює 0,481, тобто зв'язок між ознаками середня.
Перевірка значущості коефіцієнта множинної кореляції показала, що Fрасч = 9,73, при значущості Fтабл. = 3,10 при п'ятивідсотковому рівні. Таким чином, Fрасч> Fтабл, що дозволяє з імовірністю 95% стверджувати істотність відмінностей у величині дисперсій і відповідно зробити висновок про адекватність моделі.
В якості критеріїв перевірки гіпотез щодо двох середніх використовується критерій t - Стьюдента. Фактичне значення t = 1,55, а табличне t = 2,08, необхідно визнати справедливість альтернативної гіпотези.
Отримані коефіцієнти кореляції показують, що зв'язок між обсягом платних послуг на душу населення, руб. і середньої номінально нарахованої з / п працівникам в економіки, руб. сильніша (0,574), ніж із середнім розміром нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам, руб. (0,573).

Глава 3. Аналіз динамічних рядів

3.1 Природно-економічна характеристика Сухінічіского району

Сухініческій район, один з центральних районів Калузької області. У центрі району перетинаються залізна дорога й автомобільна магістраль. Розвиток селища пов'язане з будівництвом Московсько-Київської залізницею. Шосейна дорога Москва-Київ пов'язує Сухиничи з Калугою і Москвою. Район в цілому розташований в межах Мещовского Опілля. Тут панують ландшафти морено-ерозійних рівнин зі світло-сірими лісовими грунтами. На півночі району невелику площу займає ландшафти озерно-льодовикових рівнин зі світло-сірими лісовими, нерідко важко-суглинними грунтами, на півдні - ландшафти ерозійних рівнин зі світло-сірими лісовими грунтами, місцями сірими лісовими грунтами. Лісистість району близько 23.9%. У районі є родовище будівельних і силікатних пісків, території займають с / г угіддя, мають загальну площею 99402 га.
Спеціалізація району молочно-м'ясне тваринництво і рослинництво.
Вирощування зернових, картоплі, в останні 5 років відновлено посіви проса. Показники розвитку близькі до середньо-обласним. На 1996 рік у районі було 13 с / г підприємств, близько 150 фермерських господарства (1998 рік), 8500 особистих підсобних господарства (2000 рік), відповідно, на 2004 рік - 14, більше 100. У громадських та фермерських господарствах 5356 голів ВРХ, в тому числі 2816 корів, у населення 1290 голів ВРХ, 1885 свиней.
Вартість основних виробничих фондів с / г призначення 325 млн. руб., Енергооворуженность-52 л. с. на 1 працівника, енергозабезпеченість 141 л. с. на 100 га ріллі. За площею земель, відведеної фермерським господарствам, район займає друге місце після Ізносковского району. В районі є також 68 колективних садів.
Районний центр сполучений з усіма садибами колгоспів і радгоспів. Дороги територіального значення, сел. Газопровід.

3.2 Аналіз рядів динаміки

Важливим завданням статистики є вивчення явища в часі. Для вирішення цього завдання необхідно мати дані з певного кола показників на ряд моментів часу, наступних один за одним.
Ряд розташованих у хронологічній послідовності статистичних показників динамічний ряд. Статистичні показники, що характеризують досліджуване явище називають рівнями ряду. Динамічний ряд являє собою послідовність рівнів, зіставляючи які між собою можна характеристику швидкості та інтенсивності розвитку явища. У результаті порівняння рівнів виходить система відносних і абсолютних показників динаміки: абсолютний приріст, коефіцієнт зростання, темп приросту, абсолютне значення одного відсотка приросту.
Виділяють базисні і ланцюгові показники динаміки.
Показники динаміки з постійною базою порівняння характеризують остаточний результат всіх змін у рівнях ряду від періоду, до якого належить базисний рівень, до даного (i - го) періоду. Показники динаміки зі змінною базою порівняння характеризують інтенсивність зміни рівня від періоду до періоду в межах досліджуваного явища.
Проаналізуємо зміни стану Сухінічіского району в динаміці за останні 10 років.
Візьмемо показників чисельність пенсіонерів складаються в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000 населення), чисельність інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення), щільність населення.
Розглянемо розрахунок показників по ряду динаміки чисельність пенсіонерів складаються в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000 населення) (табл.3.1).
Таблиця 3.1
Показники динаміки чисельність пенсіонерів складаються в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000 населення).
Роки
Значення
Абсолютний приріст
Темп зростання
Темп приросту
Абсолютне значення 1% приросту
1995
247,5
-
-
-
-
-
-
-
1996
246,6
-0,9
-0,9
99,39
99,39
-0,61
0,61
1,48
1997
250,7
4,1
3,2
101,66
101,29
1,66
1,29
2,47
1998
246
-4,7
-1,5
98,13
99,39
-1,87
-0,61
2,51
1999
242,2
-3,8
-5,3
98,46
97,86
-1,54
-2,14
2,46
2000
241,3
-0,9
-6,2
99,63
97,45
-0,37
-2,55
2,43
2001
232,3
-9,1
-15,2
96,23
93,86
-3,77
-6,14
2,41
2002
227,2
-5
-20,3
97,85
91,8
-2,15
-8,2
2,33
2003
246,6
19,4
-0,9
108,54
99,64
8,54
-0,36
2,27
2004
245,2
-1,4
-2,3
99,43
99,07
-0,57
-0,93
2,45
Розрахуємо для даного динамічного ряду середній рівень за період, який розраховується за формулою:
Ỹ = Σуi / n (3.1)
де, Ỹ - середній рівень за період;
Σуi-сума значень;
n - число років досліджуваних у динаміці.
Середній коефіцієнт зростання:
Ќ = (Yn/Y0) 1 / 10 (3.2)
де, n - порядковий номер останнього рівня.
0 - перший порядковий номер.
Середній темп зростання являє собою середній коефіцієнт зростання, виражений у відсотках.
Підставимо необхідні значення у формули, одержуємо, що середній рівень за період дорівнює 242,56, середній коефіцієнт росту - 0,99, середній темп зростання скоротився на 0,1%.
Максимальне значення було досягнуто в 1997 році, і воно склало 250,7. Мінімальне значення спостерігалося в 2002 році і дорівнювало 227,2.
Тепер розглянемо чисельність інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення) (табл.3.2).
Таблиця 3.2
Показники чисельність інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення)
Роки
Значення
Абсолютний приріст
Темп зростання
Темп приросту
Абсолютне значення 1% приросту
1995
43,1
-
-
-
-
-
-
-
1996
38
-5,1
-5,1
88,17
88,17
-11,83
-11,83
0,43
1997
47,4
4,3
9,4
124,74
109,98
24,74
9,98
0,17
1998
47,8
4,7
0,4
100,84
110,9
0,84
10,9
5,59
1999
45,2
2,1
-2,6
94,56
104,87
5,44
0,87
0,39
2000
43
-0,1
-2,2
95,13
99,77
-4,87
-0,23
0,02
2001
42,6
-0,5
-0,4
99,07
98,84
-0,93
-1,16
0,54
2002
67,4
24,3
24,8
158,22
156,38
58,22
56,38
0,42
2003
68
24,9
0,6
100,89
157,77
0,89
57,77
27,98
2004
70
26,9
2
102,94
162,4
2,94
62,4
9,15
Аналогічно розрахуємо середній рівень за цей період, середній коефіцієнт зростання, середній темп зростання. Середній рівень за цей період склав 51,25, середній коефіцієнт зростання дорівнює 1,001, середній темп зростання дорівнює 1%.
Проаналізуємо дані. Показник в динаміці змінюється від року в рік. Максимальне значення було досягнуто в 2004 році і дорівнювало 70, а мінімальне значення спостерігалося в 1996 році і дорівнювало 38.
І розрахуємо показники динаміки щільності населення в Сухінічіском районі.
Спираючись на отримані дані, обчислимо середній рівень за цей період, середній коефіцієнт зростання, середній темп зростання.
Середній рівень за цей період склав 26,17, середній коефіцієнт зростання дорівнює 1,003, середній темп дорівнює 3%.
Проведемо рівень даних. Рівень щільності населення в 1995 році значно зріс, У 1997 році досяг максимуму і дорівнював 27,7. Потім знову знизився до своєї мінімальної точки, в 2001 році і дорівнював 24,4, до 2003 року спостерігалося зростання, а потім невелике скорочення.
Розглянувши дані ряди динаміки, приходимо до висновку про те, що в них рівні низки зазнають самі різні зміни, то зростають, то зменшуються.
Таблиця 3.3
Показники динаміки щільності населення в Сухінічіском районі.
Роки
Значення
Абсолютний приріст
Темп зростання
Темп приросту
Абсолютне значення 1% приросту
1995
25,3
-
-
-
-
-
-
-
1996
26,5
1,2
1,2
104,74
104,74
4,74
4,74
0,25
1997
26,9
0,4
1,6
101,51
106,74
1,51
6,32
0,26
1998
27,3
0,4
2
101,49
107,91
1,49
7,91
0,27
1999
27,7
0,4
2,4
101,46
109,49
1,46
9,49
0,27
2000
24,9
-2,8
-0,4
89,89
98,42
-10,11
-1,58
0,28
2001
24,4
-0,5
-0,9
97,99
96,44
-2,01
-3,56
0,24
2002
26,1
1,7
0,8
106,97
103,16
6,97
3,16
0,24
2003
26,4
0,3
1,1
101,15
104,35
1,15
4,35
0,26
2004
26,6
-0,2
0,9
99,24
103,56
-0,76
3,56
0,26

3.3 Вирівнювання динамічного ряду за способом найменших квадратів і за допомогою ковзаючої середньої

Вирівнювання ряду динаміки способом найменших квадратів полягає в відшукування рівнів кривої, яка найбільш точно відображала б основну тенденцію зміни рівнів в залежності від часу. Параметри рівняння знаходять способом найменших квадратів.
Рівняння, що виражають рівні динамічного ряду у вигляді деякої функції часу t називають трендом.
Цей прийом вирівнювання, як і інші прийоми, слід застосовувати в поєднанні з методом укрупнення періодів. Якщо в ряду є якісно специфічні періоди, то виявлення тенденцій за допомогою методу найменших квадратів доцільно в межі кожного з них.
Проведемо вирівнювання динамічного ряду за способом найменших квадратів для першого ознаки - чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000 населення). Проведемо вибір рівняння, оскільки ефективність вирівнювання в значній мірі залежить від правильності вибору рівняння, яке більш точно може проявити властиву ряду тенденцію. Для цього проаналізуємо дані програми.
За даними таблиці (додаток № 3) видно, що, незважаючи на коливання чисельності пенсіонерів, простежується тенденція їх поведінки. Тому логічно припустити, що для прояву тенденції можна використовувати рівняння прямої: yi = a0 + a1 * t чи рівняння другого порядку: yi = a0 + a1 * t + a2 * t2, де
a0, a1, a2-невідомі параметри рівняння;
t - значення дат (порядковий номер).
Для визначення параметрів рівняння параболи використовують програму на ПК "Динаміка". Всі розраховані дані запропоновані в додатку
№ 3 та на графіку у додатку №. 4.
У нашому випадку рівняння прямої буде мати наступний вигляд:
y = 242,55-1 * t, а рівняння параболи: y = 239,23-1 * t +0,3 * t2. Коефіцієнт
a1 =- 1, характеризує середнє зменшення даного ознаки в рік, a0 = 242,55 - значення вирівняного рівняння ознаки для центрального року в динамічному ряду прийнятого за початок відліку, при t = 0. Залишковий середнє квадратичного відхилення оцінює ступінь наближення лінійного тренду з фактичним рівнем динамічного ряду. Коливання фактичного рівня розглянутого ознаки близько прямий становить 6,13 чол. або 2,53% (6,13 / 242,55 * 100) по відношенню до середнього рівня ряду.
Отримані коефіцієнти з рівняння параболи: a0 = 239,23-вирівняний рівень ознаки для центрального ряду динаміки (1999 рік), при t = 0, a1 =- 1-це середнє значення ознаки за рік, a2 = 0,3 - прискорення збільшення ознаки .
Залишковий середнє значення по параболі 5,55, нижче залишкового середнього значення, отриманого при вирівнюванні по рівнянню прямої. Випадкове коливання близько вирівняного рівняння становить 2,53% (по прямій) проти 2,32% (по параболі). Отже, парабола точніше відтворює характер зміни ознаки за досліджуваний період часу. Однак, відмінності малі, значить, для вирівнювання даного ряду можна використовувати також і рівняння прямої.
Для обгрунтування вибору рівняння прямої або параболи при вирівнюванні ряду може бути оцінена істотність відмінностей між залишковими дисперсіями за F-критерієм, який дорівнює 1,10, при числі ступенів свободи V = 10-1 = 9, табличне значення складе 5,12. Отже, відмінності в залишкових дисперсіях випадкові і не можна віддати, перевагу якому-небудь ознакою.
Аналогічно проведемо аналіз за показником чисельності інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення) і по щільності населення в Сухінічіском районі.
Проведемо аналіз за показником чисельності інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення). Рівняння прямої буде мати вигляд: y = 51,25 +2,74 * t, а параболи y = 45,82 +2,74 * t +0,49 * t2. коефіцієнт a1 = 2,74-характеризує середнє збільшення чисельності інвалідів, a0 = 51,25 - значення вирівняного ознаки для центрального року динаміки (1999) під t = 0; a2 = 0,49 - прискорення зростання чисельності інвалідів (додаток № 5).
Коливання фактичного значення ознаки близько прямий становить 7,16 або 7,16 * 100/51, 25 = 13,9% по відношенню до середнього рівня ряду. Залишковий середньоквадратичне відхилення, отримане при вирівнюванні параболи трохи нижче 5,75, ніж по прямій. Випадкова колебаемость близько вирівняного рівняння складає 5,75 * 100/45, 82 = 12,5%.
F критерій дорівнює 1,25, при числі ступенів свободи V = 10-1 = 9, табличне значення складе 3,75. Таким чином, різниця в залишковій дисперсії випадкові і не можна віддати перевагу якому-небудь способом вирівнювання.
Для виявлення змін щільності населення. Маємо рівняння прямої y = 26,22-0,05 * t і рівняння параболи y = 26,26-0,05 * t-0 * t2 (додаток № 7). Коливання фактичного ознаки близько прямий становить 0,99 або 0,99 * 100/26, 22 = 3,77% по відношенню до середнього рівня ряду. Залишковий відхилення по параболі трохи нижче 0,98, ніж по прямій. Випадкова колебаемость близько вирівняного ряду становить: 0,98 * 100/26, 26 = 3,73%. Отже, парабола точніше відтворює характер зміни досліджуваного ознаки за досліджуваний період.
F критерій дорівнює 1,01, при числі ступенів свободи V = 10-1 = 9, табличне значення складе 4,96. Таким чином, різниця в залишковій дисперсії випадкові і не можна віддати перевагу якому-небудь способом вирівнювання.
Проаналізувавши показники динамічного ряду можна зробити висновок, що за період з 1995 по 2004 рік чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення убуває і в 2002 році досягає свого мінімуму. З цього року за показником чисельності інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту і по щільності населення починається збільшення цих показників.
Згладжування ряду динаміки за допомогою ковзної середньої передбачає послідовний розрахунок середніх за період зсуваються на одну дату. При цьому, досягається взаємне погашення випадкових коливань окремих рівнянь динамічного ряду. Отриманий ряд середніх, що характеризує закономірна зміна рівня від однієї дати до іншої, виявляючи, тим самим тенденцію розвитку явища.
При використанні методу ковзних середніх необхідно, перш за все, правильно вибрати величину інтервального ковзання, інтервал повинен бути досить великим і забезпечити взаємне погашення випадкових відхилень рівнів. Якщо в розвитку явища помічається певна циклічність (періодичність), то інтервал ковзної слід брати рівним тривалості циклу. Чим довше інтервал ковзання, тим більшою мірою виявляється ряд у результаті осереднення і вихідних рівнянь.
Для розрахунку ковзних підсумовуємо чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000населенія) за перший період (1995-1997году), потім, опускаючи дані чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000населенія) за наступне п'ятиріччя (1996-1998 роки) і так далі.
Суму ділимо на кількість років у періоді ковзання і отриману середню щодо до середини періоду ковзання.
Вирівняний ряд чисельності пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000населенія) за допомогою ковзаючої середньої в додатку № 3. Для того, що б зіставити фактичну чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000 населення) з середньої ковзної побудуємо графік (додаток № 4). Середні ковзне показують, що чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000населенія) зменшилося на 248,27-239,67 = 8,6 чол.
Аналогічно проведемо аналіз за чисельністю інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення). Вирівняний ряд за цією ознакою в додатку № 5, а графік у додатку № 6. Середні ковзаючі наочно показують, що чисельність інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення) нестійкий, з 1996-1998 роки збільшилась на 46,8-42,83 = 3,97 чол / кв.км., з 1998-2000 роки зменшилася на 46,83-43,6 = 3,23 чол / кв.км., з 2000-2003 роки збільшилась на 68,47-46,83 = 21,64 чол / кв.км.
Дані для аналізу щільності населення Сухінічіского району в додатку № 7 і графік у додатку № 8. Середні ковзаючі наочно показують збільшення щільності населення на 26,35-26,26 = 0,09 чол / кв.км.
На підставі аналізу динамічного ряду можна зробити висновок, що в Сухінічіском районі чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення (на кінець року, на 1000населенія) зменшилася, чисельність інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, на 1000 населення) і щільність населення збільшилися.

Висновки

Вивчивши дану тему і провівши аналітичну роботу, метою якої було вивчення необхідних основних, найбільш інформативні показників статистики населення, що дають об'єктивну оцінку соціальної захищеності населення, що склалася на території Калузької області, і визначенні впливу цих показників на деякі економічні показники Калузької області, можна зробити наступні висновки :
У результаті побудови рангового та інтервального рядів розподілу за группировочного ознакою (співвідношення середньомісячної номінально нарахованої з / п працівникам економіки, руб. Та середній розмір нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам стоять на обліку в органах соцзахисту населення, руб.) Були виділені 6 груп. Найбільш зустрічаються райони за величиною цієї ознаки в інтервалі від 48,9 до 53,3, а найбільш рідко до 36,8, від 36,8 до 42,3, від 42,3 до 48,9, і понад 61,4. Потім ці групи були об'єднані в три типові групи.
Найчисельнішою типової групою є середня (10 районів), а найменш численною - нижча (6 районів). Показників в типовій групі зростають від нижчої групи до вищої.
У результаті проведення комбінованої угруповання були виділені 2 за середнім розміром вкладу в ощадбанк і 3 підгрупи з середньорічної чисельності працюючих.
При проведенні індексного аналізу за нижчої і вищої типовим групам було отримано, що фонд з / п у вищій групі більше, в порівнянні з нижчою в 7,2%. Це пов'язано зі зростанням чисельності працюючих і середньої з / п.
За даними кореляційно-регресійного аналізу було виявлено, що більше всього на середній розмір вкладу в ощадбанк впливає середньомісячна номінально нарахована з / п працівникам економіки. Найменше на середній розмір вкладу в ощадбанк впливає середній розмір номінально нарахованої за місяць пенсій.
Показники динамічного ряду показують, що за період з 1995 по 2004 рік чисельність пенсіонерів перебувають на обліку в органах соцзабезпечення убуває і в 2002 році досягає свого мінімуму. З цього року за показником чисельності інвалідів перебувають на обліку в органах соцзахисту і по щільності населення починається збільшення цих показників. Також було проведено згладжування динамічних рядів по прямій і параболі.

Список літератури

1. Єфімова М.Р., Ганченко О.І., Петрова О.В. Практикум з загальної теорії статистики: Навч. Посібник. - М.: Фінанси і статистика, 2000. - 280 с.: Іл.
2. Єфімова М.Р., Петрова О.В., Румянцев В.М. та ін Загальна теорія статистики: Підручник. Ізд.2-е, испр. І доп. - М.: Инфра-М, 2000. - 416 с. .
3. Зінченко О.П. Сільськогосподарська статистика з основами соціально-економічної статистики. М.: Изд-во МСХА, 1998, с.
4. Курс соціально-еконоіческой статистики: Підручник вузів / За ред. проф. М.Г. Назарова. - М.: Финстатинформ, ЮНИТИ-ДАНА, 2000. - 771 с.
5. Загальна теорія статистики: Підручник. / Під ред.А. А. Спіріна, О.Е. Башин. - 5-е вид., Доп. І перероб. - М.: Фінанси і статистика, 1999
6. Практикум з загальної теорії і сільськогосподарської статистики. Під ред. Зінченко О.П. Изд.4-е, перероб. і доп. М.: Фінанси і статистика. 1988.328 с.
7. Ряузов М.М. Загальна теорія статистики: Підручник для студ. Екон. Спец. Вузів. - 3-е изд., Перераб. і доп. - М.: Статистика, 1980. - 344 с., Іл.
8. Статистика: Курс лекцій / Харченко Л.П., Долженкова В.Г., Іонін В.Г. та ін: Під ред. к. е.. н.В.Г. Іоніна. - К.: Вид-во НГАЕіУ, М.: ИНФРА-М, 2000. - 310 с.
9. Економічна географія Росії: Підручник / Під загальною ред. акад.В.І. Відяпіна. - М.: ИНФРА-М, Російська економічна академія, 1999. - 533 с. - (Вища освіта)
10. Економічна та соціальна географія Росії: Підручник для вузів / Під ред. проф.А.Т. Хрущова. - М.: Дрофа, 2001. - 672 с.: Іл., Карт.% Кол. вкл.
11. Економічна статістіка.2-е вид., Доп.: Підручник / За ред. Ю.Н. Іванова. - М.: ИНФРА-М, 2000. - 480 с.

Ключ до фішках

Чисельність населення, тис. чол.
Середньорічна чисельність працюючих, тис. чол.
Середньомісячна номінально нарахована з / п працівникам в економіці, руб.
Середній розмір нарахованої за місяць пенсій пенсіонерам перебувають на обліку в органах соцзахисту населення, руб.
Чисельність пенсіонерів, які перебувають на обліку в органах соцзахисту (на кінець року, осіб)
Чисельність пенсіонерів, які перебувають на обліку в органах соцзахисту населення (на кінець року, на 1000 населення).
Середній розмір вкладу в банк, на кінець року, в розрахунку на душу населення, руб.
Кількість лікарів на 10000 населення (на кінець року, осіб)
Чисельність населення на 1 лікаря (на кінець року, осіб)
Кількість лікарняних ліжок (на кінець року, од)
Кількість лікарняних ліжок на 10000 чоловік населення (на кінець року, од)
Число педіатричних ліжок для хворих дітей у закладі МОЗ РФ (на кінець року, на 10000 населення, від 0 до 16 років).
Чисельність інвалідів мають обмежені здатності до трудової діяльності, які перебувають на обліку у відділенні пенсійного фонду Росії Калузької області (на кінець року, на 1000 населення).
Чисельність дітей інвалідів до 16 років отримують соц. пенсії (на кінець року, на 10000 дітей).
Бібліотечний фонд загальнодоступних бібліотек на 1000 населення.
Обсяг платних послуг на душу населення, руб.
Додати в блог або на сайт

Цей текст може містити помилки.

Соціологія і суспільствознавство | Курсова
330.1кб. | скачати


Схожі роботи:
Статистико економічний аналіз соціальної захищеності населення 2
Статістікоекономіческій аналіз соціальної захищеності населення в Калузькій області на прикладі
Статистико-економічний аналіз у тваринництві
Статистико економічний аналіз у тваринництві
Статистико-економічний аналіз виробництва зерна
Статистико економічний аналіз собівартості молока 2
Статистико економічний аналіз виробництва зерна
Статистико економічний аналіз продуктивності праці в рослинництві
Статистико економічний аналіз собівартості продукції ТОВ Маруся
© Усі права захищені
написати до нас
Рейтинг@Mail.ru