|
Архитектура Аудит Военная наука Иностранные языки Медицина Металлургия Метрология Образование Политология Производство Психология Стандартизация Технологии |
|
|
Архитектура Аудит Военная наука Иностранные языки Медицина Металлургия Метрология Образование Политология Производство Психология Стандартизация Технологии |
ПОСЛЕДОВАТЕЛЬНОСТЬ ПРОЕКТИРОВАНИЯ ⇐ ПредыдущаяСтр 4 из 4
Материалы для теоретической части рекомендуется подбирать параллельно с проведением расчетов в практической части. После каждой части необходимо сформулировать краткие выводы. Порядок расчетов в тексте курсовой работы должен соответствовать последовательности пунктов заданий. Выполнение пунктов 1.1 - 1.6 необходимо для анализа корреляционной связи между признаками, пунктов 1.7 - 1.8 – для вариационного анализа распределения факторного признака, пунктов 1.10, 2.3 - 2.5 – для анализа функциональных связей на основе теории статистических индексов. Для проведения расчетов в соответствии с пунктом 1.9 требуются знания теории выборочных наблюдений (в частности, способы определения предельной и средней ошибки выборки). Для выполнения пунктов 2.1 и 2.2 необходимо изучить темы «графические методы обработки статистических данных», « виды рядов динамики, их показатели и методы обработки рядов динамики». Последовательность проведения расчетов в курсовой работе: 1 Определение индивидуальных для каждого студента исходных данных по таблицам А.1- А.3 первого задания. Например, при номере зачетной книжки студента 989000 число С, прибавляемое ко всем значениям признаков в таблице 1, равно 0. Первая фирма будет иметь среднегодовую стоимость основных фондов (ОФ) 40 тыс.руб., среднесписочную численность промышленно-производственного персонала (ССЧ ППП) -280 чел., а стоимость товарной продукции (ТП) - 6 тыс.руб. Если номер зачетной книжки 990025, то ко всем показателям фирм №21 – 30 табл.1 нужно прибавить 25 ед., а при номере зачетной книжки 990098 показатели фирм №11-20 увеличить на 98 единиц. Результаты расчетов необходимо оформить в виде следующей статистической таблицы:
Таблица 2 – исходные данные для проектирования при С = 101;
2 Проведение ранжирования данных таблицы 2 по среднегодовой стоимости основных фондов, т.е. по факторному признаку Х. Для этого целесообразно использовать мастер сортировки табличного процессора Excel. Здесь же целесообразно определить минимальные и максимальные значения факторного и результативного признаков. Результативным признаком У является среднесписочная численность рабочих. Минимальные и максимальные значения факторного и результативного признаков можно найти с помощью соответствующих статистических функций МИН и МАКС табличного процессора Excel. Эти значения по факторному признаку автоматически получаются в первой и последней строке данных расчетной таблицы, построенной после упорядочения 30 фирм по возрастанию признака Х. 3 Расчет длины интервалов для факторного и результативного признака и выделение групп фирм. Длина интервала для каждого признака определяется по формуле Стерджесса
i х = ( Хмах –Хмин) / n (1) i у = ( Умах –Умин) / n (2) n = 1 + 3.332 lg N, (3) где n – число групп, N – число единиц в статистической совокупности. По найденным значениям i х и i у рассчитывают границы интервалов. Нижняя граница первого интервала должна быть равна минимальному значению соответствующего признака. Верхняя граница первого интервала факторного признака равна сумме его нижней границы и длины интервала i х, а верхняя граница первого интервала результативного признака равна сумме его нижней границы и длины интервала i у. Нижняя граница второго интервала равна верхней границе предыдущего интервала данного признака. Верхняя граница второго интервала больше его нижней границы на длину интервала. Таблица 3 – Результаты ранжирования фирм по признаку Х при С=101.
Совокупность 30 предприятий необходимо разбить на шесть групп, так как n = 1 + 3.332 lg 30 = 6. Интервал по факторному признаку равен i х = ( 224 –31) / 5, 907 = 30, 5 тыс.руб., . В первую группу попадают восемь фирм, так как Х к =1 Î [31; 62).Во вторую группу – пять фирм при Х к =2 Î [62; 93 ). К третьей группе относятся четыре фирм при Х к =3 Î [93; 123) и т.д. В предпоследней группе шесть фирм и в последней –пять. В данном случае предприятия по группам распределены неравномерно. Для более равномерного заполнения групп можно рекомендовать первую группу разбить на две группы, а малочисленные третью и четвертую группы – объединить. При этом для данной совокупности фирм сохранится общее число групп, рассчитанное по формуле Стерджесса. Центры интервалов Х ц к для расчета общей средней можно рассчитать как полусуммы границ соответствующих интервалов. В таблицах 4 - 6 приведены фрагменты расчетных таблиц при Хмин =31 и Умин=23
Таблица 4- Границы интервалов по факторному признаку (при Хмин=30)
По итоговой строке двух последних столбцов данной таблицы находят общую среднюю величину факторного признака двумя способами: как взвешенную по средним групповым и как взвешенную по центрам интервалов.
Таблица 5- Границы интервалов по результативному признаку (при Умин = 23)
ОП1=100%; ОП 2 = Х 2 * 100 / Х 1; ОП 3 = Х 3 * 100 / Х 1; и т. д. Для результативного признака все расчеты проводятся так же.
Таблица 6 – Относительные величины факторного и результативного признаков
На основе таблиц 4 и 5 строится комбинационная группировка, где каждая группа, полученная по факторному признаку, разбивается на подгруппы по результативному признаку У. Группировка по признаку У проводится в соответствии с длиной интервала признака У.
Таблица 7 - Комбинационная таблица (макет)
4 Расчет средних групповых значений по факторному и результативному признаку (при этом групповые средние по результативному признаку определяются по группам фирм, полученным при группировке по факторному признаку) проводится в абсолютном и относительном выражении. В последнем случае значения факторного и результативного признаков первой группы принимают за 100%, а остальные пересчитывают в соответствии с пропорциями. 5 Общие средние по каждому изучаемому признаку находят разными способами: на основе простой средней арифметической Х общ, по формуле взвешенной из средних групповых X 'общ и по формуле взвешенной из середин интервалов каждой группы X 'общ инт . Простая средняя арифметическая по признаку Х рассчитывается по формуле: Х общ = å Х i / N, (4) где i- номер фирмы ( i = 1, 2,...30); X i - значение признака Х для i-ой фирмы Взвешенная средняя арифметическая X 'общ рассчитывается по формуле: X 'общ = å ( X k* f k ) / å f k , (5) где X k - среднее значение признака Х в k-ой группе; f k - число фирм в к группе. Взвешенная средняя арифметическая X 'общ инт рассчитывается по формуле: X 'общ инт = å ( X k инт* f k ) / å f k , (6) где X k инт – середина интервала по признаку Х в k-ой группе (полусумма его границ); Погрешность в относительном выражении определяется как отношение разности между абсолютными значениями общей средней взвешенной, полученной разными способами по одному и тому же признаку (по группам и по интервалам) к истинному значению общей средней этого признака. В качестве последнего принимается значение, найденное по формуле простой арифметической. Ее находят для общих средних, рассчитанных по формуле простой и взвешенной средней d х = (X 'общ – Х общ) *100 / Хобщ., %, (7) d х инт = (X 'общ инт – Х общ) *100 / Хобщ., %, (8)
Аналогично проводятся расчеты средних и их погрешностей по результативному признаку У. 6 Показатель тесноты связи определяется при равномерно заполненных группах – по групповым средним значениям факторного и результативного признаков. При неравномерно заполненных группах необходимо провести вторичную группировку и добиться примерно одинакового числа фирм в каждой группе, сохранив изначальное количество групп, найденное по формуле Стерджесса. 7 Выбор показателя корреляции (коэффициента или индекса) целесообразно провести на основе анализа графика зависимости результативного признака от факторного признака, построенного по средним групповым данным (то есть по эмпирической линии регрессии). Если график полученной ломаной линии приближенно может быть представлен в виде прямой линии, то рассчитывают коэффициент корреляции, в противном случае - индекс корреляции. Следует иметь в виду, что индекс корреляции имеет более универсальное применение, так как он может применяться и для линейных зависимостей.
X * У - Х * У r =, (9) s х * s у где s х и s у - среднеквадратические отклонения Х и У, рассчитанные по сгруппированным данным:
å ( Х k – X общ)2 * f k s х = ; (10) å f k
å ( У k – У общ)2 * f k s у = . (11) å f k
8 Теоретическое корреляционное отношение рассчитывают по формуле
å ( У k – У общ)2 * f k
где УХ k - выравненные значения результативного признака, то есть рассчитанные по уравнению регрессии. 9 Определение существенности показателя корреляции ( по t- критерию Стьюдента для коэффициента корреляции r и коэффициентов регрессии а и в и по F- критерию Фишера для индекса корреляции).
где se - характеризует остаточную дисперсию s 2e = ( å s2 к * fк ) / ( å fк – n ) = [ å ( У k – У общ)2 * f k] / (N - n). (16) Коэффициенты r, a, в признают значимыми, если величины t-критерия, найденные по формулам, больше критических (табличных) значений, соответствующих заданному уровню значимости a и числу степеней свободы, равному N-2. Критические значения tкр приведены в таблице А.4 приложения А. 10 Оценка существенности нелинейной связи проводится по F- критерию Фишера F расч = s2 ф / s2 e, (17) где s2 ф – факторная дисперсия s2 ф = [ å ( УХ k – У общ)2 * f k] / (n – 1). При заданном уровне значимости (например, a = 0, 05) и числе степеней свободы k 1 =N – n и k 2 = n – 1 по таблице А.2 приложения А определяется табличное значение (F табл.) F- критерия. Если F расч > F табл, связь признается существенной. 11 Расчет коэффициента детерминации проводится по формулам D = r 2 или D = h 2. (18) Коэффициент детерминации показывает, какая доля изменчивости результативного признака обусловлена изменчивостью факторного признака. 12 Определение коэффициента вариации для факторного и результативного признака (в процентах):
n х = s х *100 / Х общ (19)
n у = s у *100 / У общ. (20)
Оценку однородности статистической совокупности, состоящей из 30 фирм, следует проводить отдельно по каждому признаку. Если n < 33%, статистическую совокупность значений рассматриваемого признака считают однородной, при n > 40 % - неоднородной. Если n = 33 - 40 %, то совокупность считают почти однородной за счет статистической погрешности. 13 Расчет моды и медианы проводится по формулам для интервальных рядов распределения. Необходимо иметь в виду, что существующие функции «мода» и «медиана» мастера функций табличного процессора Excel предназначены для анализа дискретных рядов распределения и результаты их применения могут расходиться с результатами расчетов по формулам. Для ряда с равными интервалами мода и медиана находятся по формулам f o - f –1
2f o - f –1 - f +1
1 0, 5 N – S e - 1
f e где Хо, Хе – начало модального и медианного интервалов, соответственно; i – длина модального и медианного интервалов; f –1, f o, f +1 – частоты предмодального, модального и послемодального интервалов; f e – частота медианного интервала; Se-1 – сумма накопленных частот до медианного интервала 14 Среднее значение нижнего ( верхнего) дециля рассчитывают как среднее значение 10% фирм с наименьшими (наибольшими) значениями признаков. Расчет децилей по интервальному вариационному ряду проводят по формулам 0, 1 N – S d1 -1
f d1
0, 9 N – S d 9 -1
f d9 где X d1, X d9 – нижние границы интервалов, содержащих нижний дециль и верхний дециль соответственно ( интервалы определяют по накопленной частоте, первой превышающей 10% численности совокупности для нижнего дециля и 90% - для верхнего дециля, S d 1 -1 - накопленная частота до интервала, содержащего первый дециль; S d 9 –1 - накопленная частота до интервала, содержащего верхний дециль; f d1, f d9 – частоты интервалов, содержащих нижний и верхний децили, соответственно. 15 Коэффициенты асимметрии можно рассчитать по трем формулам с учетом значений моды, медианы и среднего арифметического. В качестве последнего выбрать истинное общее среднее значение из трех ранее полученных в п.5.
Аs = ( Х общ - Me ) / s х , (25) Аs = ( Х общ - Mo ) / s х; , (26) Аs = m3 / s 3 х, где m3 – центральный момент третьего порядка рассчитывается по формуле m3 = [å ( Х k – X общ)3 * f k] / å f k . (27) Последняя формула расчета Аs позволяет получить более точный результат при асимметричном распределении, то есть когда Mo ¹ Me ¹ X общ. При левосторонней асимметрии Аs< 0, при правосторонней асимметрии Аs > 0, для нормального распределения Аs= 0. Асимметрия является значительной, если Аs > 0, 5 по абсолютной величине, при ç Аs ç < 0, 25 ее считают незначительной. Для симметричных распределений определяют показатель эксцесса Ек. Ек = m4 / s 4 х - 3, (28) где m4 – центральный момент четвертого порядка, равный m4 = [å ( Х k – X общ)4 * f k] / å f k . (29) При островершинном распределении Ек > 0, при нормальном Ек = 0, при плосковершинном распределении Ек < 0. Степень существенности коэффициента Ек определяют по величине среднеквадратической ошибки s Ек
s Ек = ., (30) ( N – 1) 2 ( N +3) ( N +5)
Если Ек / s Ек > 0, значение Ек является существенным. Если Ек / s Ек < 0, значение Ек является несущественным. Степень существенности коэффициента Аs определяют по величине среднеквадратической ошибки
6 ( N – 1) s Аs = ., (31) ( N +1) ( N +3)
Если отношение ç Аs ç / s Аs > 3, асимметрия существенна и распределение признака в генеральной совокупности не является симметричным. В противном случае асимметрия несущественна и может возникнуть под влиянием случайных колебаний признака.
Результаты расчетов п.п. 6-12 целесообразно свести в таблицу 7, где во второй и четвертой колонках приводят формулы с числовыми значениями параметров. Таблица 7 – Результаты регрессионно-корреляционного и вариационного анализа по 30 фирмам
Ниже таблицы 7 приводят анализ найденных значений на существенность. 16 Для построения кумуляты необходимо рассчитать накопленные частоты Se для каждого интервала. 17 При выполнении п 1.9 задания необходимо использовать формулу расчета средней ошибки выборки для бесповторного отбора
s 2 х (1- N/ N ген) m х = N, (32)
где Nген - объем генеральной статистической совокупности, то есть совокупности, из которой извлечена выборка, объемом N = 30 фирм. Объем генеральной совокупности Nген определяется исходя из указанного в этом пункте пропорционального соотношения между объемом выборки и генеральной совокупности. Аналогично рассчитывается m у. Предельная ошибка D выборки для факторного и результативного признаков определяется по формулам
D х = t * m х и D у = t * m у (33) Для генеральной совокупности фирм находят интервалы Хвыб ± D х и Увыб±D у, в которых с вероятностью Р (из табл.А.3) будут находиться их средние значения Хген и Уген 18 Фондоотдача (ФО), фондоемкость (ФЕ), фондовооруженность промышленно-производственного персонала (ФВ) и производительность его труда (ПТ) рассчитываются по следующим формулам
ФО = ТП / ОФ; (34)
ФЕ = ОФ / ТП =1/ФО; (35)
ФВ = ОФ / ССЧ; (36)
ПТ = ТП / ССЧ. (37)
Макет таблицы для расчета этих показателей приведен в приложении Б.3. Между показателями ПТ, ФО и ФВ существует взаимосвязь
ПТ = ФО * ФВ. (38)
Следовательно, такая же связь наблюдается между индексами этих показателей, то есть i ПТ j = i ФО j * i ФВ j (39) и I ПТ = I ФО * I ФВ, (40)
где i ПТ j - индекс производительности труда по j –й фирме, I ПТ - общий индекс производительности труда по объединению.
В результате можно исследовать влияние фондоотдачи и фондовооруженности – двух важнейнейших факторов эффективности использования промышленно-производственных фондов – на производительность труда. Анализ проводят как по каждому фактору отдельно, так и вместе. Проводя анализ фукциональной связи между фондоотдачей, фондовооруженностью и производительностью труда (п 1.10 задания 1), следует иметь в виду, что для расчета общих средних показателей по объединению нельзя складывать соответствующие средние показатели, найденные по каждой фирме, то есть общую среднюю производительность труда (по объединению) в данном случае не определяют как простую арифметическую из уровней производительности труда каждой фирмы. Анализ производительности труда необходимо дополнить исследованием влияния изменения объема товарной продукции и изменения среднесписочной численности промышленно-производственного персонала на основе разложения индекса производительности труда (индивидуального и общего) на индекс товарной продукции и индекс среднесписочной численности промышленно-производственного персонала:
i ПТ = i ТП / i ССЧ (41) и I ПТ = I ТП / I ССЧ. (42)
19 Для индексного анализа целесообразно использовать метод цепных подстановок, так как он дает разложение совокупного влияния по факторам без остатка. В этом сдучае следует обратить внимание на выбор весов: в одном индексе они должны быть по уровню отчетного периода, а во взаимосвязанном с ним индексе – по уровню базисного периода. Пример разложения совокупного влияния факторов на основе метода цепных подстановок. Пусть А – сложное явление, состоящее их факторов a и b. Влияние факторов a и b на А можно определить с помощью индексов
å а 1 b 1
å а 0 b 1
å b 1 а 0 I b =, (44) å b0 а 0
å а 1 b 1
å а 0 b 0
Тогда влияние факторов a и b в абсолютном выражении определится по формулам:
D a = å а 1 b 1 - å а 0 b 1 (46)
D a + D b = å а 1 b 1 - å b0 а 0 = D ab. (48) Студент может продемонстрировать и знание другого способа индексного метода – способа обособленного изучения влияния факторов. Результаты расчетов представить в сводной таблице 7.
Таблица 7 – Функциональные связи между производственными факторами
20
Таблица 8 – Средние показатели рядов динамики
21 Укрупнение уровней целесообразно проводить путем перехода от ежеквартальных данных к полугодовым. При этом следует учесть вид рядов динамики и решить вопрос о том, как получить новые уровни рядов: суммированием или осреднением уровней средней заработной платы. 22 Сглаживание по скользящей средней в принципе возможно по трем, четырем, пяти и т.д. уровням исходного ряда, то есть по трех-, четырех-, пятичленной средней. Однако для полученных по таблице 1 данных о средней заработной плате рабочих фирмы возможно применение только трехчленной скользящей средней, так как сглаживание на основе четырехчленной скользящей средней приводит к вырождению каждого ряда в одну точку, а для пятичленной средней недостаточно данных. Рассчитанные по трехчленной скользящей средней уровни каждого преобразованного ряда соединяют между собой на соответствующем графике. Значения двух исчезнувших крайних точек можно вычислить по следующим формулам:
У-1= (5У1+2У2-У3)/6 (49)
У+1= (-У2+2У3 +5У4)/6. (50)
23 Сглаживание по среднему абсолютному приросту и среднему коэффициенту роста проводится по формулам
и Уi = У1 * Крi-1 . (52) Для сглаживания ряда динамики средней заработной платы по методу наименьших квадратов необходимо подобрать функцию, для которой å (У сгл.i - У i)2 = min. (53). Если выбрана функция У сгл.i = А + В * t, для определения коэффициентов регрессии А и В необходимо решить систему линейных уравнений:
A å t i + B å t i 2 = å У i t i (54)
24 При четном количестве точек в исходном ряду динамики целесообразно построить вспомогательную таблицу, введя для каждого исходного периода условные обозначения t усл.
Таблица 9 – Аналитическое сглаживание
В вышеприведенной таблице сглаженные уровни У сгл.i для каждого i-го периода получены на основе расчетов У сгл.i = А + В * t усл. Коэффициенты регрессии А и В определяют из системы уравнений:
A å t + B å t2 усл = å У i t усл (55) Эта система при å t усл. = 0 сводится к более простой
B å t2 усл = å У i t Усл (56) Откуда А = 20, В = 2, 8. В полученное уравнение У сгл.i = 20 + 2, 8 * t усл подставляем значения t усл, соответствующие определенным i-м периодам и находим значения У сгл.i.
25 При расчете базисных индексов заработной платы в качестве базы сравнения выбирается первый период (первый квартал). Базисные индексы заработной платы с постоянными весами рассчитывают по формуле
å C4к D1к
å C1к D1к
где: C1к – средняя заработная плата рабочих к-го цеха в первом квартале; D1к – численность рабочих к-го цеха в первом квартале; C4к - численность рабочих к-го цеха в четвертом квартале; Цепные индексы заработной платы с постоянными весами рассчитывают по формуле å C4к D1к
å C3к D1к
Базисные индексы заработной платы с переменными весами рассчитывают по формуле å C4 к D4 к
å C1 к D4 к
Цепные индексы заработной платы с переменными весами рассчитывают по формуле å C4 к D4 к
å C3 к D4 к Результаты расчетов целесообразно представить в виде сводной таблицы
Таблица 10 – Индексы заработной платы с постоянными и переменными весами
26 Для определения индексов переменного состава, постоянного состава и структурных сдвигов заработной платы ( п. 2.4) в качестве индексируемой величины выбирается рассчитанная средняя заработная плата по каждому цеху и фирме в целом. В качестве веса должна выступать численность рабочих (а лучше – ее удельный вес) каждого цеха в общей численности рабочих фирмы. Выявление структурного сдвига в численности рабочих цехов. Анализ изменения удельного веса численности рабочих каждого цеха позволит объяснить явление статистического парадокса, если таковой имеется в рассматриваемом варианте курсовой работы. 27 Расчет фонда заработной платы в плановом периоде по каждому цеху и в целом по фирме. Нахождение индекса планового задания по двум цехам вместе. å Cк пл.з.* Dк пл.з
å Cк 0 * Dк 0
Выводы по разделу, содержащие результаты расчетов и их интерпретацию.
По желанию студента могут быть приведены дополнительные таблицы со вспомогательными расчетами.
ЗАЩИТА КУРСОВОЙ РАБОТЫ Критериями оценки курсовой работы являются достаточно высокий уровень освещения научно-теоретических проблем, степень творческого освещения изученного материала, правильность выполнения заданий практической части, соответствие выводов полученным результатам и логичность их изложения. В теоретической части необходимо не только стройно и последовательно изложить результаты исследования по выбранной теме, важно продемонстрировать умение критически оценивать существующие подходы к решению научных и практических вопросов и выявлять закономерности в статистических совокупностях во времени и в пространстве. Способность самостоятельно и аргументировано формулировать выводы и рекомендации по решению исследуемых вопросов повышает качество выполненной курсовой работы. Каждая часть курсовой работы должна представлять собой относительно законченный этап исследования, разделы (подразделы, пункты) которого логично связаны между собой. На защите оценивается степень владения материалом курсовой работы, умения устно достаточно лаконично изложить наиболее важные полученные выводы, обосновать и объяснить те или иные полученные результаты. Защита может проводиться в группе студентов и при индивидуальной беседе со студентом. Порядок защиты включает в себя: · краткий доклад студента о целях, содержании работы, проблемах, выявленных в ходе исследования, основных результатах расчетов, выводах и предложениях; · ответы автора на вопросы; · резюме членов комиссии о качестве курсовой работы и защиты. Курсовая работа оценивается: - на « отлично », если студент свободно владеет теоретическим материалом, умеет правильно толковать понятия, рассмотренные в работе, самостоятельно мыслить, грамотно и аргументированно обосновывать и объяснять сущность выявленных взаимосвязей между экономическими показателями, а также предложенных в работе рекомендаций; - на « хорошо », если студент достаточно твердо усвоил теоретический материал курса, показал умение связать знания теории с практикой, но испытывает трудности в правильной оценке выявленных взаимосвязей, их анализе и самостоятельном обосновании рекомендаций и предложений по решению затронутых в курсовой работе проблем; - на « удовлетворительно », если студент усвоил основные разделы теории, в целом правильно излагает материал, но допускает неточности в формулировках понятий, закономерностей, результатов исследований, затрудняется в самостоятельной оценке полученных в курсовой работе результатов; - на « неудовлетворительно », если студент не усвоил основные разделы теории, допустил грубые ошибки в курсовой работе и на защите, неверно излагает существующие подходы к решению теоретических и практических проблем, допускает плагиат, не умеет применить знание теории статистики на практике. Вопросы для подготовки к защите курсовой работы
1. Понятие о статистике, основные понятия и категории статистической науки. 2. Предмет и задачи статистики. 3. Метод статистики. 4. Источники статистической информации. 5. Формы, виды и способы статистического наблюдения. 6. Программно – методологические вопросы статистического наблюдения. 7. Статистическая сводка и статистическая таблица. 8. Виды статистических группировок. |
Последнее изменение этой страницы: 2017-03-15; Просмотров: 45; Нарушение авторского права страницы
При линейной форме связи студент вправе выбрать любой показатель для измерения ее тесноты. Существует несколько формул для расчета коэффициента корреляции. Можно пользоваться любой, так как они выводятся из одной и той же.
h = å ( УХ k – У общ)2 * f k , (12)
t r = r ( Ö N - 2) / Ö 1- r 2 ; (13)
t a = a ( Ö N- 2 ) / se; (14)
t в = в s х(Ö N- 2 ) / sу Ö 1- r 2 , (15)
Мо = Х о + i; (21)
М е = Х е + i (22)
d1 = X d1 + i, (23)
d9 = X d9 + i, (24)
24 ( N – 2) ( N – 3)
I а =, (43)
I аb =. (45)
D b = å b 1 а 0 - å b0 а 0 (47)
(У1), цеха 2 (У2) и фирмы в целом Уобщ в тысячах рублей на одного человека. Таким образом, для каждого цеха и по фирме в целом необходимо найти за весь период ( то есть год) средний уровень, средний абсолютный прирост, средний коэффициент роста, средний коэффициент прироста, средний темп роста и средний темп прироста.
Средний
уровень заработной
платы по цеху
и общий
Уi = У1 + D ( i-1) (51)
n*А + В å t i = å У i
n*А = å У i
I cбаз. пост. =, (57)
I cбаз. пер. =. (59)
I cпл.з. =. (61)