<<
>>

6.5. МЕТОДЫ ИЗУЧЕНИЯ ДИФФЕРЕНЦИАЦИИ ПОТРЕБЛЕНИЯ

Дифференциация потребления населения и домохозяйств изучается в различных аспектах: как между группами домохозяйств, выделенных по размеру (в семьях, состоящих из 1,2,3,4 и более человек), по составу (семьи с детьми и без детей, семьи пенсионеров), по имущественному положению (децильных группах, по покупательной способности), так и внутри этих групп. Порядок изучения дифференциации потребления предусматривает: •

предварительное проведение группировки домохозяйств или населения; •

расчет в каждой группе показателей потребления; •

оценку их значимости при малой наполненности группы; •

сравнительный анализ потребления в группах; •

оценку существенности выявленных различий в группах.

При измерении дифференциации потребления могут использоваться метод статистической оценки гипотез, методология Парето—Лоренца—Джини, описанная в предыдущей главе.

Широко применяются методы моделирования потребления и сравнительного анализа коэффициентов эластичности (см. п. 6.9).

Рассмотрим применение некоторых из этих методов на примере изучения дифференциации потребления кофе в крайних децильных группах домохозяйств (табл. 6.2).

Вычислим показатели потребления по каждой децильной группе:

а) среднее потребление кофе на одно домохозяйство в первой децильной группе

= = Ш = 4'64 кг 8 ГОД'

2/1

в десятой децильной группе

Таб л и ца 6.2 Дифференциация потребления кофе в крайних децильных группах домашних хозяйств В % к итогу по 10%-ным группам домохозяйств Потребление кофе Потребление кофе за год, кг наименее обеспеченных F] наиболее обеспеченных F10 в среднем по общее по децильной группе группе

П/ первой

Cl = nf, десятой Сю = /7jF 10 Менее 3 38 6 2 76 12 СО

I

сл 22 12 4 88 48 5-7 18 34 6 108 204 7-9 14 28 8 112 224 9 и более 8 20 10 80 200 Итого 100 100 464 688 Обследовано домохозяйств 126 132 п 10 = = Too = 6,88 кг в год:

2,^10

б) дисперсию потребления

в первой децильной группе

— 2

2_Х(П»"Пі) F1 _ (2-4,64)238 + (4-4,64)222 + (6-4,64)218 ^

CTl 100 2/ і

+ (8-4,64)214 + {10-4,64)_28 = 6 95; ^ = ^gg _ 2 636 кг>

в десятой децильной группе

0,0 = 4,99; о10 = «ДІ99 = 2,233 кг;

в) коэффициент вариации потребления

в первой децильной группе

I/, = ^ = 0,568,

П, 4.64

т. е. вариация умеренная и по потреблению кофе обследованные домохозяйства первой децильной группы неоднородны,

в десятой децильной группе

о _ °ю _ 2,233 _ г\ оос

бЖ-°'325'

вариация потребления кофе в домохозяйствах десятой децильной группы слабая, а потребители достаточно однородны;

г) доля потребляющих кофе от 3 до 7 кг в год

в первой децильной группе Wi = 22+ 18= 40% = 0,4, в десятой децильной группе w10 = 12 + 34 = 46% = 0,46. Оценка значимости показателей потребления производится при небольшом объеме единиц в каждой выделенной группе (при п, < 100). В данном примере их применение нецелесообразно, так как в каждой группе обследовано более 100 домохозяйств:

а) для среднего потребления

(== п

п JTJnT:

где п — число обследованных хозяйств:

б) для доли потребления в определенных границах

W

-W)

1

fw=

4 п -

Расчетные значения f-критерия Стьюдента сравниваются с табличными (ґтабл ПРИ уровне значимости а = 0,05 и числе степеней свободы df= п- 2). Анализируемый показатель незначимо отличен от нуля при Гфакт < Гтабл- В этом случае показатель потребления статистически ненадежен.

При ґфакт > fTa6n рассматриваемый показатель статистически значимо отличен от нуля и надежен. При получении ненадежных показателей потребления необходимо увеличить число наблюдений или укрупнить выделенные группы (например, перейти от децильных к квинтильным группам).

Проанализируем статистическую оценку существенности различий в показателях потребления в сравниваемых группах. Для сравнения средних долей и коэффициентов вариации применяется f-критерий Стьюдента. При этом выдвигается нуль-ги- потеза (Н0) о несущественных различиях между показателями, вычисленными подецильным группам. При k,aifT < ґтабЛ, а = 0,05 и df=n} + п2 - 2 нуль-гипотеза принимается. При ?факт > fTa6/1 нуль- гипотеза отвергается, что позволяет считать различия существенными.

Рассмотрим оценки существенности различий в потреблении по данным табл. 6.2. Оценка существенности различий в среднем потреблении кофе = 7,3,

H0: nt » П10;

Пі — Пip _ 4,64-6,88

так как f^aKT > fTa6n = 1,96 при а = 0,05 и df = n) +пю- 2= 126+ 132- -2 = 256, гипотеза Н0 отклоняется. Другими словами, выявлены существенные различия в потреблении кофе в крайних децильных группах домохозяйств, в наиболее обеспеченной группе оно выше.

Оценка существенности различий в вариации потребления кофе Но-

h-^ol = 10,568-0,3251 =4 1

t

так как ґфакт > tTa6/1, то гипотеза Н0 отклоняется. Выявлены существенные различия в вариации потребления в крайних децильных группах, и в наименее обеспеченной группе потребителей опо- требление более разнообразно.

Оценка существенности различий в долях домохозяйств с определенным уровнем потребления кофе Н0: wі = w10; |w1~w1ol _

10,4-0,46 |

КН — WQ w10(1 - УУІ0) Лі-1 + Л10-1

t

= 0,97

Ю,4 • 0,6 0,46 • 0,54

125 + 131 Поскольку ґфакт < fTa6„, то гипотеза Н0 принимается, т. е. существенных различий в долях домохозяйств с потреблением кофе от 3 до 7 кг в год не выявлено.

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

При объеме совокупности больше 50 единиц

HQ- 01 — СУ 10 - Порядок расчета критерия Бартлета следующий:

а) вычисляется средняя арифметическая из сравниваемых дисперсий

2 2

_ • ni _ 6,95- 126 + 4,99 • 132 _ ц Q4.

Vn 126+ 132

I",

б) находится десятичный логарифм этой величины

lg о2 = 1д 5,94 = 0,774;

в) находится Ід а2 -ІЛ/ = 0,774 -(126+ 132) = 199,73;

г) определяется средняя геометрическая из логарифмов дисперсий

т

X л,1дст2 = 126 • Ід 6,95 + 132 • Ід 4,99 = 198,19,

і = 1

где т — число сравниваемых дисперсий;

д) критерий Бартлета

М = 2,3026 • (lg а2 • 1л, - 1л, lg а2) = 2,3026 •( 199,73 - 198,19) = 3,5. Величина М нормируется на величину

I1- —

о. ' 1п'

1 + 3(т - 1) •

Отношение М/С подчиняется распределению х2 с числом сте-

2

пеней свободы df=m-1. При М/С < хТабл принимается гипотеза Н0,

2

т. е. различия между дисперсиями незначимы. При М/С > хта6л

гипотеза Н0 отклоняется; между дисперсиями есть существенные различия.

В данном случае:

(і26 + 13г) 258

С=1+ 3(2-1) =1'°°4:

М/С = 3,55/1,004 = 3,54; Хтабл = 3,8 (сх = 0,05; c/f = 265).

2

Здесь М/С < Хтабл • гипс>теза Н0 подтверждается, и дисперсии

различаются незначимо.

Проведенный анализ оценки существенности различий в показателях потребления кофе в крайних децильных группах выявил су- Результаты расчета коэффициента Джини на примере первой децильной группы домохозяйств (наименее обеспеченных) Потребление кофе в год Доля

домохо

зяйств

^н Общий объем потребления Накопленная частость по объему потребления cum Fc FHFC FH cum Fc cum FH кг

С, долей к итогу

/"с Менее 3 0.38 76 0,164 0.164 0,06232 0,06232 0,38 3-5 0,22 88 0,190 0,354 0,04180 0,07788 0,60 5-7 0,18 108 0,233 0,587 0,04194 0,10566 0,78 7-9 0,14 112 0,241 0,828 0,03374 0,11592 0,92 9 и бо лее 0,08 80 0,172 1 0,01376 0,08000 1,00 Итого 1 464 1 щественные различия в уровне и в вариации потребления. Несущественны различия в дисперсиях и по доле потребителей, потребляющих кофе от 3 до 7 кг в год.

Сопоставить распределения по потреблению кофе позволяют построение кривой Лоренца и расчет коэффициента Джини (табл. 6.3).

Коэффициент Джини G, =|1 -2IFHcumFc + IFH.Fc| = |1 - 2 • 0,44178 + 0,19356| = 0,31.

Аналогично по десятой децильной группе коэффициент Джи- ни GJO = 0,132. Сопоставление коэффициентов между собой подтверждает ранее сделанный вывод, что дифференциация потребления кофе в наименее обеспеченных домохозяйствах выше, чем среди наиболее обеспеченных.

<< | >>
Источник: Б. Т. Рябушкин. Социальная статистика: Учебник/Под ред. чл.-кор. РАН И. И. Елисеевой. - 3-є изд., перераб. и доп. - М.: Финансы и статистика. - 480 с.: ил.. 2003

Еще по теме 6.5. МЕТОДЫ ИЗУЧЕНИЯ ДИФФЕРЕНЦИАЦИИ ПОТРЕБЛЕНИЯ:

  1. 6.4. ИЗУЧЕНИЕ ПОТРЕБЛЕНИЯ НА БАЗЕ ВЫБОРКИ БЮДЖЕТОВ ДОМАШНИХ ХОЗЯЙСТВ
  2. 5.2. МЕТОДЫ ДИФФЕРЕНЦИАЦИИ ЗАТРАТ
  3. 6.2. ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ О ПОТРЕБЛЕНИИ НАСЕЛЕНИЯ, ПОКАЗАТЕЛИ ПОТРЕБЛЕНИЯ НА МАКРОУРОВНЕ
  4. МЕТОДЫ ИЗУЧЕНИЯ ПОВЕДЕНИЯ
  5. 4. Методы изучения социальной реальности
  6. Балансовый метод изучения занятости населения
  7. Балансовый метод в изучении движения населения
  8. § 2. ТИПЫ ТЕКТОНИЧЕСКИХ ДВИЖЕНИЙ И МЕТОДЫ ИХ ИЗУЧЕНИЯ
  9. 5.3. Статистические •методы изучения факторов роста производительности труда
  10. 2.3. МЕТОДЫ ИЗУЧЕНИЯ ДИНАМИКИ СОСТАВА НАСЕЛЕНИЯ
  11.   § 1. МЕТОДЫ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ВОЗРАСТА ГОРНЫХ ПОРОД И ИЗУЧЕНИЯ ФИЗИКО-ГЕОГРАФИЧЕСКОЙ ОБСТАНОВКИ МИНУВШИХ ЭПОХ
  12. ОСОБЕННОСТИ ДОКЕМБРИЙСКИХ КОМПЛЕКСОВ, МЕТОДЫ ИХ ИЗУЧЕНИЯ И ОПРЕДЕЛЕНИЕ ВОЗРАСТА