Hệ thống công thức môn Nguyên lý thống kê kinh tế

Chia sẻ: Tran Nguyen Toan Trung | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:19

Thêm vào BST

Báo xấu

5.229
lượt xem 1.572
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tham khảo Hệ thống công thức môn Nguyên lý thống kê kinh tế sau đây sẽ giúp các bạn hệ thống kiến thức về thống kê kinh tế, hiểu và vận dụng tốt các công thức vào việc giải bài tập, nâng cao kỹ năng giải đề và tự tin đạt kết quả cao trong môn học. Chúc các bạn ôn tập kiểm tra đạt kết quả cao.

Chủ đề:

Bình luận(1) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Hệ thống công thức môn Nguyên lý thống kê kinh tế

ÔN TẬP MÔN NGUYÊN LÝ THỐNG KÊ Ậ Phân tổ với các khoảng cách tổ bằng nhau. Trong đó: hi : Trị số khoảng cách tổ. X imax  X imin hi  X imax : Lượng biến lớn nhất của tiêu thức phân tổ. n X imin : Lượng biến nhỏ nhất của tiêu thức phân tổ. n : Số tổ cần chia. ác bước phân tổ thống kê: Bước 1: Lựa chọn tiêu thức phân tổ. Bước 2: Xác định số tổ cần phân và khoảng cách tổ. Bước 3: Phân phối các đơn vị vào từng tổ. Ố ST ơn Tên Công thức Chú thích T vị ố tu t đối t ời v số tu t đối t ời đi y1 %, y1 : Mức độ của hi n tượng k nghiên cứu. Số tương đối động T§ T § G  pđv y0 y0 : Mức độ của hi n tượng k gốc. 1 thái y T§ T § G : Số tương đối động t ái định gốc (Tốc độ PT định gốc). ( T§ T § G ), ( T§ TLH ) T§ TLH  i yi 1 T§ TLH : Số tương đối động thái liên hoàn (Tốc độ PT liên hoàn). Số tương đối kế yKH %, TKH : Số tương đối nhi m vụ kế hoạch. TKH  2 hoạch y0 pđv TTK : Số tương đối hoàn thành kế hoạch. ( TKH ),
( TTK ) TTK  y1 yKH : Mức độ của hi n tượng k kế hoạch. yKH y0 : Mức độ thực tế của chỉ tiêu ở k gốc so sánh. Hệ quả: y1 : Mức độ của hi n tượng k báo cáo. TDT  TKH  TTK TDT TDT  TTK  v TKH  TKH TTK Số tương đối kết cấu ybq %, ybq : Mức độ của bộ phận. 3 TKC  pđv ( TKC ) yTT yTT : Mức độ của tổng th . Số tương đối cường m %, m : Mức độ của hi n tượng cần đán giá p ổ biến. 4 TC §  độ ( TCD ) n pđv n : Mức độ của hi n tượng n o đó có liên quan. Số tương đối không TKG  1 x %, x1 : Mức độ của hi n tượng ở không gian thứ nhất cần phân tích. gian x2 pđv 5 x2 : Mức độ của hi n tượng ở không gian thứ ai dùng l cơ sở so ( TKG ) sánh. Số bình quân cộng n đvt X i : Lượng biến (i=1, 2, …, n) 1 giản đơn X i n : Số đơn vị trong tổng th . X i 1 (X ) n n đvt X i : Lượng biến (i=1, 2, …, n) Số bình quân cộng X i  fi f i : Quyền số (Tần số) 2 X i 1 n f gia quyền ( X ) X i  fi : Gia quyền i i 1 X max  X min đvt X max : Lượng biến lớn nhất của tổ. Trị số giữa Xg  8 ( Xg ) 2 X min : Lượng biến nhỏ nhất của tổ. (với lượng biến có khoảng cách tổ) k đvt X X i : Số bình quân tổ i. Số bình quân chung i  ni 3 từ các số bình quân tổ Xt  i 1 ni : Quyền số hoặc số đơn vị tổ i. k ( Xt ) n i 1 i K: Số lượng tổ.
n đvt M i  X i  fi : Gia quyền. M i (Vận dụng i c ưa biết tần số hay tần số ẩn) X i 1 n Mi Số bìn quân điều X i 1 i 4 hoà gia quyền Khi: M1  M 2  ...  M n  M thì: (X ) n X n 1  i 1 X i n đvt X i : Lượng biến (i=1, 2, 3,…,n) 1 Số bình quân nhân giản đơn X n  Xi i 1 n : Số đơn vị ( Số lượng biến). (X )  n X 1. X 2 . X 3 ..... X n n  fi n đvt X i : Lượng biến (i=1, 2, 3,…,n) Số bình quân nhân X i 1 X i 1 i fi f i : Tần số tương ứng. 2 gia quyền ( X ) n  fi  i 1 X 1fi . X 2f 2 ..... X nfn Số trung vị (MEDIAN - M e )  n  2k  1,  k  N *   M e  xq ( q là tổ ở giữa) +)Với dãy số có lượng biến xq  x p không có khoảng cách tổ:  n  2k ,  k  N *   M e  ( q, p là tổ ở giữa) 2 1 *Xác định tổ chứa M e : Cộng dồn tần số (Si) đến khi nào bằng hoặc vượt quá f i thì dừng. 2 +)Với dãy số lượng biến có *Giá trị gần đúng của số trung vị được xác định theo công thức: khoảng cách tổ: M e  X M e  hM e   fi 2  S M e 1 min fMe 14 Số Mốt (MODE - M o )
+)Với dãy số lượng biến M o  X imax không có khoảng cách tổ: (Mốt l lượng biến lớn nhất trong dã lượng biến) TH có khoảng cách tổ đều nhau: TH khoảng cách tổ không đều nhau. *Tổ chứa mốt là tổ có tần số lớn nhất Tæfmax .   *Tổ chứa Mốt là tổ có mật độ phân phối là lớn nhất *Giá trị gần đúng của mốt được tính theo công thức:  Tæ M PPmax . fi f M o  f M o 1 M PPi  hi M o  X M o  hM o  +)Với dã lượng biến có min f Mo    f M o 1  f M o  f M o 1  rong đó: M PPi : Mật độ phân phối của tổ i. khoảng cách tổ: f i : Tần số của tổ i. hi : Trị số khoảng cách tổ của tổ i. *Giá trị gần đúng của Mốt được tính: M PPM  M PPMo 1 M o  X M o  hM o  M   M  o min PPM o  M PPM 1 PPM o  M PPM 1 o o Khoảng biến thiên R  X max  X min đvt X max : Lượng biến lớn nhất. 1 (R) X min : Lượng biến nhỏ nhất. (e ) Ố Q +)TH không có quyền số: +)TH có quyền số: n n X X X i  X . fi 16 i e i 1 e i 1 n n f i 1 i 17 Phương sai (  2 ) +)TH không có quyền số: +)TH có quyền số:
 X   X  n 2 n 2 i  X i  X fi   2 i 1   2 i 1 n f n i i 1 18 ộ lệch chuẩn (  )   2 e Ve  100 19 Hệ số biến thiên X  V  100 X CÁC THAM SỐ BIỂU THỊ HÌNH DÁNG CỦA THAM SỐ +)Nếu đường cong phân phối đối xứng thì: X  Me  Mo Cách 1: So sánh 3 chỉ +)Nếu đường cong phân phối l ch phải thì: tiêu đặc trưng. X  Me  Mo +)Nếu đường cong phân phối l ch trái thì: 20 X  Me  Mo X  Mo KA   Cách 2: Tính hệ không *Khi K A >0 là phân phối l ch phải. đối xứng. *Khi K A
: ỀU TRA CHỌN MẪU 3.1 TỔNG THỂ CHUNG VÀ TỔNG THỂ MẪU Chỉ tiêu Tổng thể chung Tổng thể mẫu Quy mô (số mẫu) N n Số bình quân  X Tỷ l theo một tiêu thức p f P ương sai  2  X 2  2  o2  X 2  X 2  n  n  2  n   X i ni   X i ni   ( X i  X ) 2 ni 2  P ương sai của tổng th mẫu:  o2   i 1 n   i 1n    o2  i 1 n       ni   ni   Hoặc  ni  i 1  i 1   i 1 3.2 SAI SỐ CHỌN MẪU Cách chọn Chọn hoàn lại Chọn không hoàn lại Suy rộng (Chọn nhiều lần) (Chọn 1 lần) 2 2  n Tổng th X  Tổng th X  1   n n  N Bình quân  o2  o2  n  Mẫu  X  Mẫu  X  1   n 1 n 1  N  p 1  p  p 1  p   n Tổng th p  Tổng th p  1   n n  N Tỷ lệ f 1  f  f 1  f   n Mẫu  f  Mẫu  f  1   n 1 n 1  N   X ,  p : Các sai số bình quân chọn mẫu i ước lượng số bình quân và tỷ l .
3.3 O ẢN CỦA ỀU TRA CHỌN MẪU * CÔNG THỨC TỔNG QUÁT   X   P X      z.  2  z  X (*)   p   P f  p    z.  2  z  f rong đó:  X  z và  p  z : phạm vi sai số chọn mẫu bình quân và tỷ l  X  z. X X f Với   z.   (**)   p  z. f z : h số tin cậy. -Nếu n  30 thì X i , fi tuân theo quy luật phân phối chuẩn. Tra bảng 1: Phân phối chuẩn -Nếu n  30 thì X i tuân theo quy luật phân phối Student. Tra bảng 2: Phân phối Student. Dạng Tên Tóm tắt Cách giải Bài toán 1 Suy rộng tài li u điều tra chọn mẫu. Bài toán tìm  & p Từ giả thiết tín (*) v (**) đ : biết P ...  a +)Suy rộng bình quân: X X    X X +)Suy rộng tỷ l : f  p  p  f  p Bài toán 2 Tìm xác suất (Độ tin cậy) khi suy rộng Bài toán tìm P ...  ? Từ công thức (**) ta có: tài li u điều tra chọn mẫu. biết  X &  p   z X  X     z   ?  P ...  2  z   ?  p  z  f  Bài toán 3 Tính số lượng đơn vị tổng th mẫu ( n ) Bài toán tìm n Theo giả thiết ta suy ra: biết P ...  a và  P ...  2  z     z   ?  z  ?  