Види статистичної звітності в органах, які ведуть боротьбу з адміністративними правопорушеннями 11 страница

ланцюговий та базисний. Ланцюгові індекси одержуємо шляхом по­рівняння поточних рівнів з попереднім, у цьому разі база порівняння безперервно змінюється. Базисні індекси обчислюємо відносно яко­гось, як правило, першого рівня, прийнятого за базу порівняння.

Залежно від методології обчислення показників розрізняють агрегатні індекси і середні з індивідуальних індексів, які, в свою чер­гу, поділяються на середні арифметичні та середні гармонічні індек­си. Термін «агрегатний індекс» походить від латинського слова «аг­регат» (аеегееаіиз) — підсумовувати, компонувати, комбінувати.

Агрегатні індекси якісних показників поділяються на індекси перемінного та індекси фіксованого (постійного) складу.

Деякі вчені використовують й інший розподіл індексів, наприк­лад, індекси поділяють на індивідуальні, групові, агрегатні (су­купні).

У загальній теорії статистики, більшості галузевих статистиках, зокрема в соціально-демографічній, індексний метод застосовуєть­ся дуже широко. Перехід на міжнародну систему статистики, який зараз триває в Україні, вимагає значного вдосконалення індексно­го методу, особливо для вимірювання динаміки розвитку всього господарства країни, а також для обчислення індексів цін та фізич­ного обсягу продукції.

У правовій статистиці найчастіше використовуються індивіду­альні індекси. Якщо необхідно обчислити динаміку однорідних показників, то можна застосовувати індивідуальний індекс, який дасть змогу з'ясувати, як змінилось те чи інше явище за той чи інший час або в просторі.

У правовій статистиці, як правило, загальні індекси практично не використовуються. Це зумовлено в першу чергу тим, що дуже важко знайти спільномірник для того чи іншого правового явища. Наприклад, необхідно обчислити середню зміну кількості зареєст­рованих злочинів з урахуванням їх тяжкості, якщо відомо, що кількість деяких з них зменшилась, а інших, навпаки, зросла. Інак­ше кажучи, нам необхідно обчислити загальний індекс злочинності. Для цього спочатку треба прийняти рішення, як можна під­сумовувати такі різні злочини, як, наприклад, хуліганство і обман покупців, зґвалтування і крадіжка індивідуального майна громадян, вбивство та інші види злочинів. Цим обумовлено те, що у правовій статистиці індексний метод у повному обсязі не застосовується. Індивідуальні індекси обчислюються і використовуються дуже широко, а загальні індекси — тільки в наукових цілях, оскільки їх застосування значно розширює можливості аналізу явищ у різних їх проявах, особливо для аналізу того, під впливом яких факторів змінилось те чи інше явище.

§ 2. Правила побудови індивідуальних індексів

Показник, співвідношення рівнів якого характеризує індекс, називається індексованим показником (індексованою величиною). При обчисленні індексів відрізняють звітний та базисний періоди. Звітний — це період, рівні якого порівнюються, а базисний — це пе­ріод, з рівнем якого проводиться порівняння. Відповідно до цього всі показники мають назву або звітних, або базисних. Якщо показ­ники порівнюються відносно планового завдання, то базою по­рівняння в цьому разі буде планове завдання.

Індивідуальний індекс дає змогу з'ясувати, як відрізняється рівень звітного періоду відносно рівня базисного, тобто, на скільки відсотків або в скільки разів рівень звітного періоду більше чи мен­ше базисного рівня. Якщо величина обчисленого індексу більше 1 або 100 %, то це характеризує, що рівень явища в звітному періоді зро-

став, а якщо індекс менше 1 або 100 %, то це свідчить про те, що рівень явища в звітному періоді зменшився порівняно з базисним.

Як раніше підкреслювалось, індивідуальний індекс — це віднос­на величина. Індивідуальний індекс динаміки — це співвідношен­ня рівня звітного періоду індексованої величини до рівня базисного (попереднього) періоду, темп зростання явища. Індивідуальний те­риторіальний індекс — це співвідношення показників одного і того ж підприємства або району до рівня відповідного показника іншого підприємства або району, який взято за базу порівняння.

Індивідуальні індекси прийнято позначати, як вже відмічалося, літерою /. Якщо, наприклад, позначити індексовану величину літе­рою 3 (злочин), то відповідно індивідуальний індекс одного виду злочинів виражається формулою

де 1 — звітний рівень показника; 0 — базисний рівень показника.

Наприклад, в одному районі міста (позначимо його як район «А») в попередньому (базисний рівень) році було зареєстровано 50 хуліганств, а в цьому році — 45; в іншому районі міста (позна­чимо його як район «Б») в попередньому році — 60, а в цьому році — 72 (кількість населення в цих районах міста майже однакова: в райо­ні «А» прописано 195 тис. населення, в районі «Б» — 177 тис.). Інди-. відуальний індекс динаміки хуліганств в районі «А» склав 0,90, або 90 % (45: 50), в районі «Б» - 120 % (72: 60 == 1,2). Індивідуальний територіальний індекс (порівнюватимемо рівень району «Б» відпо­відно до рівня району «А», тобто район «А» буде виступати базою порівняння) в попередньому році склав 120 % (60: 50 = 1,2), в цьо­му році — 160 % (72: 45 = 1,6). Якщо б взяти рівень району «Б», то в цьому разі одержаний результат був би зовсім іншим, він харак­теризував би, на скільки менше зареєстровано хуліганств в районі «А» відповідно до району «Б».

Аналогічно можна обчислити й індивідуальні індекси будь-яко­го правового явища і в інших галузях права.

Наведені формули і приклад обчислення індивідуального індек­су наочно свідчать про те, що правила їх побудови та обчислення повністю збігаються з технікою обчислення відносних величин. У нашому прикладі в межах кожного району було спочатку обчислено показник, техніка обчислення якого нічим не відрізняється від тех­

ніки обчислення відносної величини динаміки. У процесі подальшо­го порівняння показників різних районів одержано показник, який нічим не відрізняється від відносної величини порівняння.

Індивідуальні індекси можуть обчислюватися або в коефіцієн­тах, або у відсотках.

§ 3. Правила побудови та обчислення загальних індексів. Агрегатний індекс - основна форма загального індексу

Як вже підкреслювалось, одним із видів узагальнюючих показників є загальні індекси.

Одне із основних питань теорії індексного методу — це питан­ня про побудову формули для обчислення загального індексу. Го­ловне при цьому — відшукання таких спільномірників (ваг), за до­помогою яких можна перейти від сукупності елементів, безпосеред­ньо неспільномірних, до іншої сукупності, елементи якої піддаються безпосередньому підсумовуванню.

Агрегатним індексом у статистиці називають загальний індекс, який характеризує співвідношення двох сум, кожна з якої є добут­ком індексованої величини на її спільномірник. Суми, які порівню­ються в агрегатному індексі, відрізняються тільки індексованими величинами, а спільномірники є незмінними. Індексовані величи­ни в формулі завжди записуються на першому місці після знаку підсумовування, а вага — на другому місці.

В агрегатному індексі завжди обов'язково вага однакова в чи­сельнику і знаменнику формули. Індексованою величиною завж­ди відрізняються той чи інший вид агрегатного індексу Кожний вид має реальне значення, тому що характеризує, як змінюється склад­не явище під впливом різних його складових частин.

Існують дві системи побудови агрегатних індексів, але всі вони базуються на головному принципі — всі показники, які застосову­ються в статистиці, можуть бути двох видів: кількісні і якісні.

Кількісні показники дають змогу охарактеризувати загальний обсяг того чи іншого явища. До них належать, наприклад, кількість виробленої продукції в натуральних одиницях виміру, кількість працюючих, загальні витрати часу, коштів на вироблену продукцію, величина посівної площі тощо.

Якісні показники дають змогу охарактеризувати рівень явища в розрахунку на одиницю сукупності: ціна одиниці продукції, со­бівартість одиниці продукції, витрати робочого часу на одиницю про­дукції (трудомісткість одиниці продукції), продуктивність праці і т.ін. Як правило, якісні показники — це середні або відносні величини.

Кількісні та якісні показники завжди пов'язані між собою. Цей взаємозв'язок виявляється таким чином: добуток кількісного по­казника на взаємопов'язаний з ним якісний показник дає змогу одержати новий, більш складніший якісний показник. Так, добу­ток ціни на кількість виробленої продукції дає змогу одержати за­гальну вартість усієї продукції (якісний показник).

Перша система розрахунку індексів була запропонована німець­ким економістом Г.Пааше в 1874 р., тому цей індекс прийнято на­зивати індексом Пааше. І у радянській статистиці ця теорія і сис­тема побудови агрегатних індексів були загальновживаними. Відпо­відно до неї, виходячи з економічної суті явищ, в статистиці при обчисленні агрегатного індексу кількісних показників вагу прий­нято брати на рівні базисного періоду, а в індексах якісних показ­ників — на рівні звітного періоду

Тому можна побудувати агрегатний індекс злочинності. Він об­числюється за формулою

де Зу — кількість зареєстрованих злочинів у базисному періоді;

3^ — кількість зареєстрованих злочинів у звітному періоді; т — «тяжкість» кожного виду злочинів у звітному періоді.

Наприклад, маємо такі дані про кількість вчинених злочинів на певній території в 2002 р. — 40 умисних вбивств (ч. 1 ст. 115 КК — від 7 до 15 років), 150 умисних тяжких тілесних ушкоджень (ч. 1 ст. 121 КК — від 5 до 8 років), 220 хуліганств (ч. 2 ст. 296 КК — до 4 років), 600 крадіжок (ч. 1 ст. 185 КК — до 3 років). У 2003 р. на цій же території вчинено: 38 умисних вбивств, 135 умисних тяжких " тілесних ушкоджень, 210 хуліганств, 610 крадіжок. Підрахуємо за­гальну кількість вчинених злочинів: у 2002 р. — 1010; у 2003 р. — 993. Відносна величина динаміки, яка характеризуватиме загальне зменшення злочинності, складе 98,3 %.

Відповідно до наведеної раніше формули обчислимо індекс злочинності в регіоні. Спочатку необхідно визначити спільномір-

ник кожного окремого виду злочинів. Більшість вчених вважають, що для цього можливе використання умовних балів, які можна роз­рахувати на базі строків позбавлення волі за чинним законодав­ством, а інші види покарань перерахувати в строки позбавлення волі, як це прийнято в практиці відбування покарання. Наприклад, кожний рік позбавлення волі — це одиниця, тоді 2 роки позбавлен­ня волі дорівнюватимуть 2 балам і т. под.; довічне ув'язнення, на нашу думку, — 25 балів.

Незважаючи на те що дискусії про обчислення та використан­ня загального індексу злочинності точаться тривалий час, й досі немає одностайної думки щодо того, як в дійсності перерахувати один вид злочинності на інший. Вважаємо, що найбільш розумною є точка зору тих вчених (Н. Кузнєцова, А. Шляпочніков, Г. Забрянський та ін.), які пропонують, щоб ці бали дорівнювали середній санкції статей КК, а не реальній мірі покарання за окремі кримі­нальні справи, призначеній судом.

Тому з метою обчислення агрегатного індексу злочинності за даними нашого прикладу спочатку з'ясуємо строки покарання за цими видами злочинів. Відповідно бали визначимо як середню просту арифметичну величину кількості років позбавлення волі відповідно до тієї чи іншої статті КК:

Одержані нами результати свідчать, що в досліджуваному регіо­ні дійсно більш швидкими темпами зменшились тяжкі злочини, що і призвело до такої картини, що агрегатний індекс злочинності є значно меншим, ніж відносна величина динаміки. Якщо ці індек­си обчислити по різних регіонах щодо всіх зареєстрованих злочинів, то можна встановити більш реальний криміногенний стан злочин­ності в країні.

Аналогічно можна записати і формулу індексу судимості:

де Сд — сумарна кількість засуджених у базисному періоді; С, — сумарна кількість засуджених у звітному періоді; т^ — «тяжкість»

кожного виду злочинів у звітному періоді в балах, які виражають у роках позбавлення волі.

Застосування на практиці показника «агрегатний індекс суди­мості» дасть змогу більш реально оцінити заходи кримінальної реп­ресії. Порівнюючи індекси судимості, які можна розрахувати на базі реальних мір покарання, що були призначені судом, з мірами по­карання, визначеними в КК, можна оцінити ступінь невідповід­ності кримінально-судової практики кримінальній політиці, закла­деній в КК.

Існує й інший варіант побудови агрегатних індексів (друга сис­тема), запропонований Е. Ласпересом у 1864 р. Цей індекс базуєть­ся на іншому принципі, тобто тут спільномірники беруться зовсім іншого періоду, ніж при побудові агрегатних індексів за першою системою. Ці особливості побудови індексу Ласпереса зумовлю­ють можливість його використання при прогнозуванні обсягів то­варообігу із намічуваними змінами цін на товари у майбутньому. Але для повсякденних розрахунків у вітчизняній статистиці агре­гатний індекс Ласпереса не використовується, тому ми на ньому не зупиняємося.

Загальні агрегатні індекси в цивільно-правовій, кримінально-правовій, адміністративно-правовій статистиках необхідно будува­ти на базі теоретичних положень побудови загальних індексів з ура­хуванням специфіки того чи іншого правового явища.

§ 4. Поняття середніх індексів

Основною формулою будь-якого загального індексу є агрегатний індекс, бо він найбільш чітко розкриває економічний зміст аналі­зованого явища. З суті агрегатного індексу стає зрозумілим, зміни якого явища досліджуються за допомогою того чи іншого індексу, які показники і на рівні якого періоду взяті як ваги.

Будучи основною формою загального індексу, агрегатний індекс у зв'язку з цим являє собою вихідну базу для побудови загального індексу в іншій формі — формі середньої величини із індивідуальних індексів. Критерієм правильності побудови середнього індек­су є його рівність агрегатному індексу Тому питання про форму середньої та про систему її ваг вирішується перетворенням форму­ли агрегатного індексу.

Агрегатний індекс перетворюється на середній із індивідуальних індексів шляхом підстановки або у чисельнику, або у знамен­нику агрегатного індексу замість індексованого показника його виразу, який виводиться із формули відповідного індивідуального індексу Якщо така підстановка зроблена в чисельнику, то агрегатний індекс буде перетворено на середній арифметичний, а якщо у знаменнику, то на середній гармонічний з індивідуальних індексів. Як правило, середній арифметичний і середній гармонічний

і обчислюють лише тоді, коли з якихось причин відсутні необхідні дані, потрібні для обчислення агрегатного індексу з первинних даних.

Наприклад, з метою перетворення агрегатного індексу злочинності на формулу середнього арифметичного необхідно спочатку обчислити індивідуальні індекси злочинності і=3,:3у і шляхом простих арифметичних дій його можна перетворити на середній арифметичний індекс. Для цього необхідно замінити індексовану величину в чисельнику агрегатного індексу. Формула середнього арифметичного індексу злочинності матиме такий вигляд:

Аналогічно можна побудувати і середній гармонічний індекс, тим більше, що іноді він має практичне значення. Індекс злочин­ності у вигляді середнього гармонічного індексу з вагами звітного періоду побудовано відповідно до співвідношення індивідуальних індексів (і^=3):3д, звідси Зд=3,:і^):

Всі перетворення агрегатних індексів здійснено на основі індек­су Пааше.

За допомогою середніх індексів аналізується динаміка середнього рівня того чи іншого показника (в нашому прикладі зло­чинності) за рахунок тих факторів, від яких він залежить: від кількості зареєстрованих злочинів (зміни самого опосередкованого показника) і структурних зрушень (зміни структури зареєстрованих злочинів, тобто їх «тяжкості»). Можна також проаналізувати і зміни у загальному відсотку розкриття злочинів: скільки обумовлено

зміною кількості та структурою порушених кримінальних справ, а скільки обумовлено зміною кількості розкритих злочинів. Причо­му це можна проводити для порівняння роботи окремих територі­альних одиниць.

Можна одержати індекс динаміки засуджених, який склався внаслідок спільного впливу індексів зміни: складу населення за статтю, складу населення за віком, у співвідношенні сільського та міського населення, у співвідношенні сталого та приїжджого насе­лення.

Можна сконструювати, виходячи з конкретної мети досліджен­ня, й інші індекси, які характеризуватимуть одночасний вплив на загальну зміну засуджених їх різних класифікацій (наприклад, роз­поділ засуджених на тих, що вчинили злочин вперше, раніше засуд­жених і тих, що вчинили злочин раніше; на умисних, необережних тощо). Зрозуміло, що обчислювати ці показники краще за трива­лий проміжок часу з метою одержання реальних змін у структурі засуджених.

Аналогічно при відсутності тих чи інших вихідних даних мож­на побудувати середні індекси і обчислити їх і в різних галузях пра­вової статистики, особливо в адміністративно-правовій статистиці, з метою з'ясування того, що відбувається на тій чи іншій території:

або збільшується чи зменшується величина накладених штрафів, або збільшується чи зменшується кількість оштрафованих осіб. Такий аналіз необхідно проводити у разі зменшення надходжень від сплачених штрафів у тому чи іншому регіоні.

§ 5. Базисні та ланцюгові індекси

В усіх попередніх прикладах порівнювалися дані лише за два періо­ди. Дуже часто при аналізі того чи іншого суспільного явища дово­диться оперувати даними за три і більше послідовних періодів. У цих випадках виникає питання про вибір бази порівняння. Залеж­но від того, що береться за базу порівняння, індекси можуть бути базисними та ланцюговими.

Базисні індекси одержують шляхом порівняння абсолютних рівнів кожного періоду з рівнем якогось іншого періоду (звичайно початкового), прийнятого за базу порівняння.

Ланцюгові індекси одержують шляхом порівняння абсолютно­го рівня кожного періоду з рівнем попереднього періоду.

Розглянемо техніку побудови базисних і ланцюгових індивіду­альних індексів на базі даних, наведених у табл. 21.

Табл й ця 21 Кількість зареєстрованих у районі злочинів

Рік	Кількість злочинів	Індекс
базисний	ланцюговий
			—
		0,745	0,745
		0,927	1,244
		1,145	1,235
		1,091	0,952
		1,036	0,952

Між базисним та ланцюговим індивідуальними індексами існує взаємозв'язок, що дає змогу переходити від ланцюгових індексів до базисних і навпаки.

Послідовне перемноження ланцюгових індексів дає базисний індекс відповідного періоду. Так, послідовне перемноження перших трьох ланцюгових індексів дає змогу одержати базисний індивідуаль­ний індекс, який характеризує співвідношення рівня четвертого пе­ріоду (2000р.) до першого (1997р.), тобто 0,745 х 1,235 х 1,244= 1,145.

Ланцюгові індекси можна одержати з базисних шляхом ділен­ня відповідного базисного індексу на попередній базисний індекс. Якщо, наприклад, поділити другий базисний індекс (1999 р.) на перший базисний індекс (1998 р.), то одержимо другий ланцюго­вий індекс (1999 р.) - 0,927: 0,745 = 1,244.

Наведені дані і методика обчислення базисних та ланцюгових індексів наочно свідчать про те, що індивідуальні індекси нічим не відрізняються від відносних величин динаміки.

Застосування базисних або ланцюгових індивідуальних індексів залежить від мети дослідження. Якщо треба охарактеризувати ди­наміку явища порівняно з певним періодом, то обчислюють базисні індекси, а якщо треба виявити результати зміни кожного окремо­го періоду порівняно з попереднім обчислюють ланцюгові індекси.

Інша справа, якщо потрібно обчислити загальні індекси базисним або ланцюговим способом, бо завжди виникає питання про викори­стання постійних або змінних ваг, оскільки залежно від мети дослід­ження використовуються і ті, і інші. Якщо для всього індексного ряду застосовують ваги на рівні одного і того самого періоду, то базисні та ланцюгові індекси мають постійні ваги, а якщо ваги змінюються від одного індексу до другого, то індекси мають змінні ваги. Для індексів з постійними вагами зберігається співвідношення між ланцюговими і базисними індексами, яке встановлено для індивідуальних індексів (у правовій статистиці вони, як правило, не використовуються).

Питання та завдання для самоконтролю

1. Дайте визначення поняття статистичних індексів.

2. Розкрийте суть індивідуальних та загальних індексів.

3. Розкрийте значення індексного методу для ана­лізу правових явищ.

4. В яких одиницях виміряються індекси?

5. Що таке індексована величина?

6. Охарактеризуйте методологічні принципи індекс­ного методу.

7. Розкрийте поняття індексів кількісних та якісних показників.

8. Розкрийте особливості побудови загальних індексів злочинності та судимості.

Завдання 1. Маємо такі дані про кількість розгля­нутих у місцевому суді кримінальних справ: у січні — 20, лютому — ЗО, березні — 35, квітні — 40, травні — 45, червні — 50. Обчисліть індивідуальні індекси ба­зисним способом.

Завдання 2. За даними завдання 1 обчисліть інди­відуальні індекси ланцюговим способом. Поясніть, коли на практиці застосовуються індивідуальні індек­си, обчислені базисним або ланцюговим способом?

Завдання 3. Розрахуйте базисні індекси за такими даними: у місцевий суд надійшло у І кварталі 100 ци­вільних справ, у II - 75, у III - 80, у IV - 90.

Завдання 4. За даними завдання 3 обчисліть інди­відуальні індекси ланцюговим способом. Поясніть,

коли на практиці застосовуються індивідуальні індек­си, обчислені базисним або ланцюговим способом?

Завдання 5. У 2002 р. у місцевому суді розглянуто на 5 % більше цивільних справ, ніж у 2001 р., у 2001 р. — на 15 % менше, ніж у 2000 р., а у 2000 р. — на 15 % більше, ніж у 1999 р. Чому дорівнює індекс зміни кількості розглянутих цивільних справ у 2002 р. порівня­но з 1999 р.?

Завдання 6. У 2002 р. зареєстровано житлових спорів більше, ніж у 1995 р., на 27 %, у 2001 р. — на 11 % більше, ніж у 1995 р., у 2000 р. — на 17 % більше, ніж у 1995 р., у 1999 р. — на 2 % менше, ніж у 1995 р., у 1998 р. — на 5 % більше, ніж у 1995 р. Як змінилася кількість зареєстрованих житлових спорів у 2002 р. порівняно з 1999 і 1998 рр.?

Основні положення XII комплексного статистичного аналізу даних у правовій статистиці

§ 1. Поняття про взаємозв'язок статистичних показників

Усі явища в природі та суспільстві відбуваються у взаємозалежності та взаємообумовленості, оскільки вони формуються під впливом багатьох взаємопов'язаних факторів. Суспільні явища органічно пов'язані між собою, залежать одне від одного і обумовлюють одне одного.

Основним положенням діалектики є необхідність розгляду про­явів різноманітних явищ у їх взаємозв'язку і взаємообумовленості. Жодне явище в природі і суспільстві не може бути зрозуміло і вив­чено з достатньою повнотою, якщо його досліджувати ізольовано, без урахування зв'язків з іншими явищами. Тому, розкриваючи ' взаємозв'язки між явищами, ми пізнаємо їх сутність і умови роз­витку, а вивчення взаємозалежностей є важливим завданням ста­тистичного аналізу.

Взаємозв'язок має місце і в роботі правоохоронних органів. Робота судів, наприклад, певною мірою залежить від якості робо­ти слідчих органів, від того, наскільки досконало проведено досу-дове слідство. Є зв'язок між пияцтвом людини і вчиненим нею зло­чином; є зв'язок між зловживанням алкоголю і порушенням обо­в'язків батьків по вихованню дітей тощо.

Статистика, як і інші науки, вивчає закони реального світу, закономірності зміни одних явищ залежно від зміни інших. Тому статистика не може обмежитися вивченням окремо взятого явища. Вона повинна по можливості охопити весь комплекс взаємопов'я­заних явищ, щоб за допомогою особливих методів аналізу дати цим зв'язкам кількісний вираз.

Комплексний аналіз статистичних матеріалів є важливою лан­кою вивчення взаємозв'язків статистичних показників. Це обумов­лено тим, що багато статистичних даних без відповідного їх аналі­

зу не можуть охарактеризувати досліджуване явище, а тим більше не можуть дати відповіді на питання про наявність або відсутність взаємозв'язків між окремими явищами та їх ознаками. Тільки внаслідок всебічного аналізу статистичних матеріалів можна одер­жати кількісний вираз явищ суспільного життя.

Для успішного проведення аналізу статистичних матеріалів не­обхідно скласти його план, в якому зазначаються методи аналізу, перелік питань або програма аналізу. Відповідно до поставленого завдання статистичний аналіз може проводитися з метою вивчен­ня того чи іншого суспільного явища в цілому, якої-небудь однієї сторони явища чи окремого питання. Як правило, при проведенні статистичного аналізу слід вирішити такі питання: 1) попередній аналіз властивостей сукупності одиниць; 2) встановлення факту наявності взаємозв'язку між явищами, визначення його напрямку та форми; 3) вимірювання щільності зв'язку між ознаками; 4) по­будова регресійної моделі, інакше кажучи, знаходження аналітич­ного виразу зв'язку; 5) оцінка адекватності одержаної моделі і прак­тичне її використання.

Для статистичного аналізу використовуються різні статистичні дані (звітність, спеціально проведене статистичне дослідження та ін.) і різні прийоми їх оброблення. Яким би не було завдання аналізу, статистичні матеріали, що піддаються йому, повинні відповідати таким основним вимогам: бути масовими, об'єктивними, повни­ми, порівняльними та правдивими. Якщо ці дані уривчасті, неповні і тим більше неправдиві, то вони можуть стати джерелом хибних висновків. Особливо ця вимога стосується достатньої кількості оди­ниць у сукупності, оскільки вплив суттєвих причин може нівелю­ватися під дією випадкових факторів, які обов'язково зникнуть лише при достатній кількості одиниць сукупності. Розпочинаючи аналіз статистичних матеріалів, слід перевірити їх придатність для цієї мети, критично оцінити їх.

При оцінці статистичних матеріалів необхідно з'ясувати спосіб збирання відомостей і прийоми їх оброблення, бо на початковій стадії статистичного спостереження можна припуститися помилок внаслідок порушень основних правил статистичної науки.

Крім того, розпочинаючи дослідження, ми повинні бути впев­нені в тому, що вивчаємо однорідну сукупність. Якщо ми дійшли висновку про те, що статистична сукупність не однорідна, то тре­ба перевірити, чи дійсно значення, які істотно відрізняються, на­лежать цій сукупності.

В основу статистичного аналізу даних слід покласти знання за­конів та форм розвитку суспільних явищ. Без знання сутності про­цесів і явищ, до яких належать статистичні матеріали, що піддають­ся аналізу, їх оброблення може перетворитися на безглузду гру цифр.

Статистка, виходячи з положень відповідних наук, за допомо­гою своїх прийомів підтверджує наявність зв'язків між тими яви­щами, між якими вже на базі теоретичного аналізу встановлено такі зв'язки. Це зумовлено тим, що висновки теоретичного аналізу май­же завжди певною мірою є тільки гіпотезою. Гіпотези перетворю­ються на справжню науку лише після того, як вони будуть підтверд­жені фактичними статистичними матеріалами.

Слід мати на увазі, що в суспільному житті є і такі складні яви­ща, про наявність зв'язків в яких теоретичний аналіз не дає відповіді. В цьому разі статистика на базі фактичних даних вияв­ляє наявність чи відсутність зв'язків.

Отже, статистика потрібна як тоді, коли наявність зв'язків вста­новлено теоретичним аналізом, так і тоді, коли теоретичний аналіз не може виявити наявність зв'язків. Основне завдання статистич­ного аналізу, крім підтвердження або встановлення наявності зв'язків, полягає в тому, щоб виявити форму зв'язку, вимірити його щільність, встановити аналітичне вираження зв'язку між явищами, інтерпретувати одержані результати і оцінити можливості його практичного використання.

§ 2. Види та форми зв'язків між явищами

Зв'язки між явищами та їх ознаками можуть бути різними. Вони відрізняються за характером залежності між явищами, напрямком, кількістю взаємодіючих факторів, аналітичним вираженням та ін. У філософській літературі зазначається, що існують близько 32 видів різноманітних взаємозв'язків.

За характером залежності між явищами є два види зв'язку: 1) функ­ціональний (повний) зв'язок; 2) кореляційний (неповний) зв'язок.

При функціональному зв 'язку існує повна відповідність між при­чиною (факторною ознакою) і наслідком (результативною озна­кою), тобто величина результативної ознаки цілком визначається однією або декількома факторними ознаками. Функціональний зв'язок найчастіше зустрічається в природничих науках: матема­

Дата добавления: 2015-04-24