Судебная статистика

Расчет относительных показателей структуры и координации категорий осужденных по степени тяжести совершенных преступлений. Коэффициенты преступности и судимости по федеральным округам и в целом по России. Расчет показателей динамики с помощью MS Excel.

Рубрика Государство и право
Вид контрольная работа
Язык русский
Дата добавления 31.07.2011
Размер файла 223,1 K

Отправить свою хорошую работу в базу знаний просто. Используйте форму, расположенную ниже

Студенты, аспиранты, молодые ученые, использующие базу знаний в своей учебе и работе, будут вам очень благодарны.

Размещено на http://www.allbest.ru/

Задания

Задание 1

1. Произвести расчеты относительных показателей структуры и координации категорий осужденных по степени тяжести совершенных преступлений (табл.7). При расчете отношения координации между категориями осужденных по степени тяжести совершенных ими преступлений, за базу сравнения взять осужденных за особо тяжкие преступления.

2. Построить круговые (секторные) диаграммы, характеризующие распределение осужденных по тяжести совершенных преступления в 2009 году.

3. Построить столбиковые диаграммы, характеризующие соотношение осужденных по тяжести совершенных преступлений ими в 2009 году.

Исходные статистические данные.

Таблица 7

Тяжесть совершенных преступлений

Осуждено в 2009 г.

Небольшой тяжести

324917

Средней тяжести

290854

Тяжкие

214048

Особо тяжкие

52472

Всего

882291

Решение

Относительные показатели структуры рассчитываются делением каждого виды преступлений на всего и умножением на 100:

небольшой тяжести: 324917/882291 * 100 = 36,83%;

средней тяжести: 290854/882291 * 100 = 32,97%;

тяжкие: 214048/882291 * 100 = 24,26%;

особо тяжкие: 52472/882291 * 100 = 5,94%.

Расчет отношения координации между категориями осужденных по степени тяжести совершенных ими преступлений проводится делением каждого показателя на количество осужденных за особо тяжкие преступления:

небольшой тяжести: 324917/52472 * 100 = 619,22%;

средней тяжести: 290854/52472 * 100 = 554,30%;

тяжкие: 214048/52472 * 100 = 407,93%.

На рисунке 1 представим круговую диаграмму, характеризующую распределение осужденных по тяжести совершенных преступления в 2009 году.

Рис.1. Диаграмма, характеризующая распределение осужденных по тяжести совершенных преступления в 2009 году

На рисунке 2 представим столбиковую диаграмму, характеризующую соотношение осужденных по тяжести совершенных преступлений ими в 2009 году:

Рис.2. Столбиковая диаграмма, характеризующая соотношение осужденных по тяжести совершенных преступлений ими в 2009 году

Задание 2

1. Рассчитать коэффициент преступности и коэффициент судимости по федеральным округам и в целом по РФ (данные за 2001 г. / 2008 г. в таблице 8).

2. Построить диаграммы, характеризующие соотношение коэффициентов преступности и судимости в 2001 г. по федеральным округам в сравнении с Российской Федерацией в целом.

Исходные статистические данные

Таблица 8

Округа

Численность населения в возрасте до 13 лет за 2001 г.

Всего численность населения в 2001 г.

Осуждено лиц в 2001 г.

Зарегистрировано преступления в 2001 г.

1

2

3

4

5

Центральный федеральный округ

5098667

36738075

255302

602343

Северо-западный федеральный округ

2034026

14371672

118810

318715

Южный федеральный округ

3922002

21523064

159090

337610

Приволжский федеральный округ

5179517

31839534

272981

603262

Сибирский федеральный округ

3480583

20675135

229895

499882

Уральский федеральный округ

2034977

12564607

127829

322661

Дальневосточный федеральный округ

1204075

7107012

79951

176608

Российская Федерация

22953847

144819099

1243858

2861081

Решение

Коэффициент преступности - показатель уровня преступности, характеризующийся числом совершенных за определенный период на определенной территории преступлений в расчете на 100 тыс. чел., достигших возраста наступления уголовной ответственности.

Коэффициент судимости характеризуется количеством осужденных за определенный период на определенной территории в расчете на 100 тыс. чел., достигших возраста наступления уголовной ответственности.

Сначала рассчитаем численность населения, достигшего возраста наступления уголовной ответственности, как разница между численностью всего населения и численностью населения в возрасте до 13 лет, так как уголовная ответственность наступает с 14 лет.

В таблице 8.1 представим рассчитанные показатели.

Показатели преступности и судимости по федеральным округам и в целом по РФ за 2001 г.

Таблица 8.1

Округа

Численность населения в возрасте свыше 13 лет (гр.3 таблицы 8 - гр.2 таблицы 8)

Коэффициент преступности (гр.5 таблицы 8/гр.2 таблицы 8.1*100000)

Коэффициент судимости (гр.4 таблицы 8/гр.2 таблицы 8.1*100000)

Центральный федеральный округ

31639408

1903,775

806,911

Северо-западный федеральный округ

12337646

2583,272

962,988

Южный федеральный округ

17601062

1918,123

903,866

Приволжский федеральный округ

26660017

2262,797

1023,934

Сибирский федеральный округ

17194552

2907,212

1337,022

Уральский федеральный округ

10529630

3064,315

1213,993

Дальневосточный федеральный округ

5902937

2991,867

1354,427

Российская Федерация

121865252

2347,741

1020,683

На рисунке 3 представим диаграмму, характеризующую соотношение коэффициента преступности в 2001 г. по федеральным округам в сравнении с Российской Федерацией в целом.

Рис.3. График соотношения коэффициентов преступности в 2001 г. по федеральным округам в сравнении с Российской Федерацией в целом

На рисунке 4 представим диаграмму, характеризующую соотношение коэффициента судимости в 2001 г. по федеральным округам в сравнении с Российской Федерацией в целом.

Рис.4. График соотношения коэффициентов судимости в 2001 г. по Федеральным округам в сравнении с Российской Федерацией в целом

Ответ: Как видно по представленным графикам, коэффициенты преступности и судимости по трем последним федеральным округам выше, чем в среднем по Российской Федерации.

Задание 3

1. Рассчитать индекс судимости с учетом использования данных о судимости за преступления различных категорий тяжести (таблица 9).

Исходные статистические данные (из Сборников "Преступность и правонарушения").

Таблица 9

Тяжесть совершенных преступлений

Осуждено

2000 г.

2009 г.

Небольшой тяжести

174577

324917

Средней тяжести

257874

290854

Тяжкие

670356

214048

Особо тяжкие

80824

52472

Итого

1183631

882291

Общий индекс судимости определяется делением общего количества осужденных за все виды преступлений отчетного года на базисный показатель:

882291/1183631 = 0,745.

Ответ: индекс судимости показывает, что в 2009 году по сравнению с 2000 годом количество осужденных уменьшилось на 25,5%.

Задание 4

1. Рассчитать средний срок лишения свободы за различные составы преступлений - по каждой части статьи УК и статье УК в целом.

2. Рассчитать медиану срока лишения свободы за различные составы преступлений по каждой части статьи УК и статье УК в целом.

3. Рассчитать моду срока лишения свободы за различные составы преступлений по каждой части статьи УК и статье УК в целом.

4. Рассчитать разброс сроков лишения свободы (дисперсию) около среднего значения для каждого состава преступления и по статье УК РФ в целом.

5. Вычислить коэффициент вариации и сделать вывод относительно однородности статистической совокупности.

Исходные статистические данные

Таблица 11

Виды наказания по наиболее тяжкому преступлению (без учета сложения) из ф.10.3 2009 г. РФ

Статьи УК РФ

Лишение свободы: всего

До 1 года вкл.

Свыше 1 до 3 лет вкл.

Свыше 3 до 5 лет вкл.

Свыше 5 до 8 лет вкл.

Свыше 8 до 10 лет вкл.

Свыше 10 до 15 лет вкл.

Свыше 15 до 20 лет вкл.

290 ч.1

110

39

62

9

0

0

0

0

290 ч.2

244

14

157

69

4

0

0

0

290 ч.3

1

0

0

1

0

0

0

0

290 ч.4

111

0

22

37

48

4

0

0

291 ч.1

36

21

15

0

0

0

0

0

291 ч.2

297

178

102

16

1

0

0

0

Средний срок лишения свободы определим по формуле средней арифметической взвешенной:

, (1)

где xi - осредняемые величины; fi - количество осредняемых величин (вес). Чтобы рассчитать средний срок, найдем середины интервалов сложением верхней и нижней границ и делением на 2:

до 1 года: (0+1) /2 = 0,5 лет;

свыше 1 до 3 лет вкл.: (1+3) /2 = 2 года;

свыше 3 до 5 лет вкл.: (3+5) /2 = 4 года;

свыше 5 до 8 лет вкл.: (5+8) /2 = 6,5 лет;

свыше 8 до 10 лет вкл.: (8+10) /2 = 9 лет;

свыше 10 до 15 лет вкл.: (10+15) /2 = 12,5 лет;

свыше 15 до 20 лет вкл.: (15+20) /2 = 17,5 лет.

Рассчитаем средний срок:

290 ч.1: (0,5*39+2*62+4*9) /110 = 1,6 года;

290 ч.2: (14*0,5+157*2+69*4+4*6,5) /244 = 2,5 года;

290 ч.3: 4*1/1 =4 года;

290 ч.4: (22*2+37*4+48*6,5+4*9) /111 = 4,9 года;

291 ч.1: (21*0,5+15*2) /36 = 1,1 года;

291 ч.2: (178*0,5+102*2+16*4+1*6,5) /297 = 1,2 года;

в среднем по статье 290: (1,6*110+2,5*244+4*1+4,9*111) /

/ (110+244+1+111) = 2,9 года;

в среднем по статье 291: (1,1*36+1,2*297) / (36+297) = 1,2 года.

Медиана - это значение, которое делит ранжированный ряд пополам. Для определения медианы по интервальному ряду распределения необходимо сначала найти интервал, в котором она находится.

Для этого определяется номер медианы:

(2)

, (3)

где ХМе - нижняя граница медианного интервала,

n - число наблюдений,

S (-1) - накопленная частота интервала, предшествующая медианному,

fMe - частота медианного интервала.

Для статьи 290 ч.1

Номер медианы:

По накопленной частоте определяем интервал, в котором достигается значение 55,5.

В нашем случае это интервал свыше 1 до 3 лет, т.к. в нём достигается накопленная частота, соответствующая номеру медианы. Далее рассчитаем медиану:

года.

Для статьи 290 ч.2

Номер медианы:

По накопленной частоте определяем интервал, в котором достигается значение 122,5. В нашем случае это интервал свыше 1 до 3 лет, т.к. в нём достигается накопленная частота, соответствующая номеру медианы. Далее рассчитаем медиану:

года.

Для статьи 290 ч.3 - 1 интервал от 3 до 5 лет.

Для статьи 290 ч.4

Номер медианы:

По накопленной частоте определяем интервал, в котором достигается значение 56.

В нашем случае это интервал до 1 года, т.к. в нём достигается накопленная частота, соответствующая номеру медианы. Далее рассчитаем медиану:

года.

Для статьи 291 ч.1

Номер медианы:

По накопленной частоте определяем интервал, в котором достигается значение 18,5. В нашем случае это интервал до 1 года, т.к. в нём достигается накопленная частота, соответствующая номеру медианы. Далее рассчитаем медиану:

года.

Для статьи 291 ч.2

Номер медианы:

По накопленной частоте определяем интервал, в котором достигается значение 149. В нашем случае это интервал свыше 1 до 3 лет, т.к. в нём достигается накопленная частота, соответствующая номеру медианы. Далее рассчитаем медиану:

года.

В целом по статье 290

Номер медианы:

Для определения медианы в сгруппированной неинтервальной совокупности надо подсчитать сумму накопленных частот ряда. Наращивание итога продолжается до получения накопленной суммы частот, превышающей половину.

Значение признака (варианта), соответствующая этой частоте и будет медианой.

Если сумма накопленных частот равна точно половине суммы частот, то медиана определяется как средняя арифметическая этого значения признака и последующего.

В нашем случае накопленная частота превышает половину суммы частот на среднем значении для статьи 290 ч.2, равном 2,5 года, это и будет медиана.

В целом по статье 291

Номер медианы:

В нашем случае накопленная частота превышает половину суммы частот на среднем значении для статьи 291 ч.2, равном 1,2 года, это и будет медиана для статьи 291. Мода - это наиболее часто встречающееся значение признака. По интервальному ряду распределения для определения моды необходимо найти сначала интервал, в котором она находится.

Далее для определения моды используется формула

, (4)

где ХМо - нижняя граница модального интервала,

h - длина интервала, fMo - частота модального интервала,

f (-1) - частота интервала, предшествующего модальному,

f (+1) - частота интервала, следующего за модальным.

Для статьи 290 ч.1

Выберем интервал, которому соответствует максимальная частота. В нашем случае это интервал от свыше 1 до 3 лет, т.к. ему соответствует максимальная частота f = 62.

Подставляя значения, получаем:

года.

Для статьи 290 ч.2

Выберем интервал, которому соответствует максимальная частота. В нашем случае это интервал от свыше 1 до 3 лет, т.к. ему соответствует максимальная частота f = 157.

Подставляя значения, получаем:

года.

Для статьи 290 ч.3

В нашем случае это единственный интервал свыше 3 до 5 лет, т.к. ему соответствует максимальная частота f = 1.

Подставляя значения, получаем:

года.

Для статьи 290 ч.4

Выберем интервал, которому соответствует максимальная частота. В нашем случае это интервал свыше 5 до 8 лет, т.к. ему соответствует максимальная частота f = 48.

Подставляя значения, получаем:

года.

Для статьи 291 ч.1

Выберем интервал, которому соответствует максимальная частота. В нашем случае это интервал до 1 года, т.к. ему соответствует максимальная частота f = 21.

Подставляя значения, получаем:

года.

Для статьи 291 ч.2

Выберем интервал, которому соответствует максимальная частота. В нашем случае это интервал до 1 года, т.к. ему соответствует максимальная частота f = 178.

Подставляя значения, получаем:

года.

В целом по статье мода будет представлять собой наиболее часто встречающийся средний показатель.

Для статьи 290: 2,5 года, т.к. частота равна 244.

Для статьи 291: 1,2 года, т.к. частота равна 297.

Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.1 для статьи 291 ч.1.

Таблица 11.1

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 290 ч.1 (среднее значение 1,6 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

0,5

39

-1,1

1,21

47, 19

2

62

0,4

0,16

9,92

4

9

2,4

5,76

51,84

Итого

110

-

-

108,95

Дисперсия:

.

Среднее квадратическое отклонение:

= 0,99 года.

Коэффициент вариации:

%.

Вывод по статье 290 ч.1: в среднем значения сроков отклоняются от среднего по значения на 0,99 года, что составляет 61,9% от значения средней. Среднее квадратическое отклонение составило 0,99 года, дисперсия равна 0,99. Коэффициент вариации, равный 61,9% (>33%) свидетельствует о том, что совокупность преступлений по срокам неоднородна, при этом у половины осужденных сроки были больше 1,5 (медиана), а больше всего встречались сроки 1,7 года (мода).

Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.2 для статьи 290 ч.2.

Таблица 11.2

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 290 ч.2 (среднее значение 2,5 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

0,5

14

-2

4

56

2

157

-0,5

0,25

39,25

4

69

1,5

2,25

155,25

6,5

4

4

16

64

Итого

244

-

-

314,5

Дисперсия:

.

Среднее квадратическое отклонение:

= 1,1 года.

Коэффициент вариации:

%.

Вывод по статье 290 ч.2: в среднем значения сроков отклоняются от среднего значения на 1,1 года, что составляет 44% от значения средней. Среднее квадратическое отклонение составило 1,1 года, дисперсия равна 1,289. Коэффициент вариации, равный 449% (>33%) свидетельствует о том, что совокупность преступлений по срокам неоднородна, при этом у половины осужденных сроки были больше 2,4 (медиана), а больше всего встречались сроки 2,2 года (мода).

Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.3 для статьи 290 ч.3.

Таблица 11.3

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 290 ч.3 (среднее значение 4 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

4

1

0

0

0

Итого

1

-

-

0

Вывод по статье 290 ч.3: в среднем значения сроков не отклоняются от среднего значения по причине его единственного значения в данной группе.

Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.4 для статьи 290 ч.4.

Таблица 11.4

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 290 ч.4 (среднее значение 4,9 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

2

22

-2,9

8,41

185,02

4

37

-0,9

0,81

29,97

6,5

48

1,6

2,56

122,88

9

4

4,1

16,81

67,24

Итого

111

-

-

405,11

Дисперсия:

.

Среднее квадратическое отклонение:

= 1,9 года.

Коэффициент вариации:

.

Вывод по статье 290 ч.4: в среднем значения сроков отклоняются от среднего значения на 1,9 года, что составляет 38,8% от значения средней. Среднее квадратическое отклонение составило 1,9 года, дисперсия равна 3,65. Коэффициент вариации, равный 38,8% (>33%) свидетельствует о том, что совокупность преступлений по срокам неоднородна, при этом у половины осужденных сроки были больше 4,8 года (медиана), а больше всего встречались сроки 5,6 года (мода).

Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.5 для статьи 291 ч.1.

Таблица 11.5

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 291 ч.1 (среднее значение 1,1 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

0,5

21

-0,6

0,36

7,56

2

15

0,9

0,81

12,15

Итого

36

-

-

19,71

Дисперсия:

.

Среднее квадратическое отклонение:

= 0,7 года.

Коэффициент вариации:

%.

Вывод по статье 291 ч.1: в среднем значения сроков отклоняются от среднего значения на 0,7 года, что составляет 63,6% от значения средней. Среднее квадратическое отклонение составило 0,7 года, дисперсия равна 0,547. Коэффициент вариации, равный 63,6% (>33%) свидетельствует о том, что совокупность преступлений по срокам неоднородна, при этом у половины осужденных сроки были больше 0,9 года (медиана), а больше всего встречались сроки 0,8 года (мода).

Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.6 для статьи 291 ч.2.

Таблица 11.6

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 291 ч.2 (среднее значение 1,2 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

0,5

178

-0,7

0,49

87,22

2

102

0,8

0,64

65,28

4

16

2,8

7,84

125,44

6,5

1

5,3

28,09

28,09

Итого

297

-

-

306,03

Дисперсия:

.

Среднее квадратическое отклонение:

= 1 год.

Коэффициент вариации:

%.

Вывод по статье 291 ч.2: в среднем значения сроков отклоняются от среднего значения на 1 год, что составляет 83,3% от значения средней. Среднее квадратическое отклонение составило 1 год, дисперсия равна 1,03. Коэффициент вариации, равный 83,3% (>33%) свидетельствует о том, что совокупность преступлений по срокам неоднородна, при этом у половины осужденных сроки были больше 0,8 (медиана), а больше всего встречались сроки 0,7 года (мода).

Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.7 в целом для статьи 290.

Таблица 11.7

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 290 (среднее значение 2,9 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

1,6

110

-1,3

1,69

185,9

2,5

244

-0,4

0,16

39,04

4

1

1,1

1,21

1,21

4,9

111

2

4

444

Итого

466

-

-

670,15

Дисперсия:

.

Среднее квадратическое отклонение:

= 1,2 года.

Коэффициент вариации:

%.

Вывод по статье 290: в среднем значения сроков отклоняются от среднего значения на 1,2 года, что составляет 41,4% от значения средней. Среднее квадратическое отклонение составило 1,2 года, дисперсия равна 1,438. Коэффициент вариации, равный 41,4% (>33%) свидетельствует о том, что совокупность преступлений по срокам неоднородна, при этом у половины осужденных сроки были больше 2,5 (медиана), а больше всего встречались сроки 2,5 года (мода). Для расчета показателей дисперсии и вариации составим вспомогательную таблицу 11.8 для статьи 291.

Таблица 11.8

Вспомогательные расчеты для вычисления показателей вариации по статье 291 (среднее значение 1,2 года)

Среднее значение срока (Xi), лет

Количество преступлений в группе, f

1,1

36

-0,1

0,01

0,36

1,2

297

0

0

0

Итого

333

-

-

0,36

Дисперсия:

.

Среднее квадратическое отклонение:

= 0,3 года.

Коэффициент вариации:

%.

Вывод по статье 291: в среднем значения сроков отклоняются от среднего значения на 0,3 года, что составляет 25% от значения средней. Среднее квадратическое отклонение составило 0,3 года, дисперсия равна 0,108. Коэффициент вариации, равный 25% (>33%) свидетельствует о том, что совокупность преступлений по срокам неоднородна, при этом у половины осужденных сроки были больше 1,2 (медиана), а больше всего встречались сроки 1,2 года (мода).

Задание 5

1. Произвести расчеты показателей динамики, используя средства приложения MS Officе табличного процессора Excel.

2. Построить график динамики судимости и провести выравнивание ряда динамики с помощью скользящей средней.

3. Построить линию тренда и сделать прогноз на год вперед.

Исходные статистические данные

Таблица 13

Годы

Всего

Темп прироста, %

К предыдущему году

К базовому году 1997г

К базовому году 2001 г.

1974

579642

-

-42,80

-53,41

1975

581035

0,24

-42,67

-53,30

1976

599652

3, 20

-40,83

-51,80

1977

525984

-12,29

-48,10

-57,73

1978

557564

6,00

-44,98

-55, 19

1979

590538

5,91

-41,73

-52,54

1980

645544

9,31

-36,30

-48,12

1981

682506

5,73

-32,65

-45,15

1982

747865

9,58

-26, 20

-39,89

1983

809147

8, 19

-20,16

-34,97

1984

863194

6,68

-14,82

-30,62

1985

837310

-3,00

-17,38

-32,70

1986

797286

-4,78

-21,33

-35,92

1987

580074

-27,24

-42,76

-53,38

1988

427039

-26,38

-57,86

-65,68

1989

436988

2,33

-56,88

-64,88

1990

537643

23,03

-46,95

-56,79

1991

593823

10,45

-41,40

-52,27

1992

661392

11,38

-34,74

-46,84

1993

792410

19,81

-21,81

-36,31

1994

924754

16,70

-8,75

-25,68

1995

1035807

12,01

2,21

-16,75

1996

1111097

7,27

9,64

-10,70

1997

1013431

-8,79

0,00

-18,55

1998

1071051

5,69

5,69

-13,92

1999

1223255

14,21

20,70

-1,68

2000

1183631

-3,24

16,79

-4,87

2001

1244211

5,12

22,77

0,00

2002

859318

-30,93

-15,21

-30,93

2003

773920

-9,94

-23,63

-37,80

2004

793918

2,58

-21,66

-36, 19

2005

878893

10,70

-13,28

-29,36

2006

909921

3,53

-10,21

-26,87

2007

916479

0,72

-9,57

-26,34

2008

914541

-0,21

-9,76

-26,50

2009

882291

-3,53

-12,94

-29,09

Темпы прироста определяются делением исходного показателя на базисный, умножением на 100 и вычитанием 100%.

Результаты расчетов с использованием средства приложения MS Officе табличного процессора Excel представлены в приложении и в таблице 13.

Алгоритм сглаживания по способу простой скользящей средней может быть представлен в виде следующей последовательности.

1. Определяем длину интервала сглаживания l, включающего в себя l последовательных уровней ряда (l<n).

2. Весь период наблюдения разбивают на участки, при этом интервал сглаживания как бы скользит по ряду с шагом, равным 1.

3. Рассчитывают средние арифметические из уровней, образующих каждый участок.

4. Фактические значения ряда, стоящие в центре каждого участка, заменяют на соответствующие средние значения.

Исходные данные и результаты расчетов с использованием средства приложения MS Officе табличного процессора Excel представим в таблице 13.1.

Таблица 13.1

Расчет трехчленной скользящей средней

Годы (t)

Всего

Трехчленная скользящая средняя

1974

579642

-

1975

581035

586776,33

1976

599652

568890,33

1977

525984

561066,67

1978

557564

558028,67

1979

590538

597882,00

1980

645544

639529,33

1981

682506

691971,67

1982

747865

746506,00

1983

809147

806735,33

1984

863194

836550,33

1985

837310

832596,67

1986

797286

810627,33

1987

580074

601466,33

1988

427039

481367,00

1989

436988

467223,33

1990

537643

522818,00

1991

593823

597619,33

1992

661392

682541,67

1993

792410

792852,00

1994

924754

917657,00

1995

1035807

1023886,00

1996

1111097

1053445,00

1997

1013431

1065193,00

1998

1071051

1102579,00

1999

1223255

1159312,33

2000

1183631

1217032,33

2001

1244211

1095720,00

2002

859318

959149,67

2003

773920

809052,00

2004

793918

815577,00

2005

878893

860910,67

2006

909921

901764,33

2007

916479

913647,00

2008

914541

904437,00

2009

882291

-

Представим фактические показатели и сглаженные с помощью трехчленной скользящей средней на графике (рис.5).

Рис.5. Сглаживание ряда судимости с помощью трехчленной скользящей средней

Аналитическое выравнивание - метод выявление тенденции, когда уровни ряда динамики выражаются в виде функции времени: yt = f (t). Уравнение, которым выражается зависимость уровней динамического ряда от фактора времени t, называется уравнением тренда. Выбор функции производится на основе анализа характера закономерностей динамики данного явления.

Построим уравнение тренда методом аналитического выравнивания. Для этого исходные данные представим в виде таблицы 13.2 с использованием средства приложения MS Officе табличного процессора Excel.

Таблица 13.2

Расчет уравнения тренда для динамики судимости

Годы

Всего осуждено. (y)

t

t

yt

yt

А

1

2

3

4

5

1

579642

1

1

579642

564459,537

2

581035

2

4

1162070

577574,792

3

599652

3

9

1798956

590690,047

4

525984

4

16

2103936

603805,302

5

557564

5

25

2787820

616920,557

6

590538

6

36

3543228

630035,812

7

645544

7

49

4518808

643151,067

8

682506

8

64

5460048

656266,322

9

747865

9

81

6730785

669381,577

10

809147

10

100

8091470

682496,832

11

863194

11

121

9495134

695612,087

12

837310

12

144

10047720

708727,342

13

797286

13

169

10364718

721842,597

14

580074

14

196

8121036

734957,852

15

427039

15

225

6405585

748073,107

16

436988

16

256

6991808

761188,362

17

537643

17

289

9139931

774303,617

18

593823

18

324

10688814

787418,872

19

661392

19

361

12566448

800534,127

20

792410

20

400

15848200

813649,382

21

924754

21

441

19419834

826764,637

22

1035807

22

484

22787754

839879,892

23

1111097

23

529

25555231

852995,147

24

1013431

24

576

24322344

866110,402

25

1071051

25

625

26776275

879225,657

26

1223255

26

676

31804630

892340,912

27

1183631

27

729

31958037

905456,167

28

1244211

28

784

34837908

918571,422

29

859318

29

841

24920222

931686,677

30

773920

30

900

23217600

944801,932

31

793918

31

961

24611458

957917,187

32

878893

32

1024

28124576

971032,442

33

909921

33

1089

30027393

984147,697

34

916479

34

1156

31160286

997262,952

35

914541

35

1225

32008935

1010378, 207

36

882291

36

1296

31762476

1023493,462

ИТОГО

28583154

666

16206

579741116

28583153,98

Получаем уравнение типа: yt = a0 + a1*t.

Для расчета параметров a0 и a1 решается следующая система нормальных уравнений:

na0 + a1?t = ?y

a0?t + a1?t = ?yt, (5)

где n - число показателей ряда динамики (в нашем случае их 10);

t - условное обозначение фактора времени порядковыми номерами;

y - фактические значения показателей (в нашем случае - выпуск продукции).

В качестве расчетных параметров добавим в таблицу 13.2 графы 3 и 4. В графе 3 значения t возводим в квадрат, в графе 4 находим произведение yt. В систему нормальных уравнений подставляем данные итоговой строки, в которой предварительно произведем суммирование:

36a0 + 666a1 = 28583154 *18,5

666a0 + 16206a1 = 579741116

Умножим каждый член первого уравнения на 18,5, а затем вычтем из второго уравнения первое:

666a0 + 16206a1 = 579741116

666a0 + 12321a1 = 528788349.

0a0 + 3885a1 = 50952767.

Отсюда a1 = 13115,255.

Подставим его значение в первое уравнение, чтобы рассчитать параметр a0:

36a0 +666*13115,255 = 28583154.

a0 = 551344,282.

Уравнение тренда примет вид:

Yt = 551344,282 +13115,255t.

Подставляя в него значения t для каждого года найдем выровненные (теоретические) значения и занесем их в графу 5 таблицы 13.2

Например, для 1 года получим:

551344,282+13115,255*1 = 564459,537; для 2 года получим: 551344,282+13115,255*2=577574,792 и т.д.

Если расчеты сделаны правильно, то итог колонки 5 должен совпасть с итогом колонки 1, в нашем случае так и получилось.

Проведем прогноз на 2010 год, в ряду он будет уже 37-м годом:

Y37 = 551344,282 +13115,255*37 = 1036608,717 ?1036609 судимостей.

Ответ: полученное уравнение тренда позволило спрогнозировать количество судимостей на 2010 год в размере 1036609 единиц.

судебная статистика коэффициент динамика

Список литературы

1. Казанцев С.Я., Лебедева С.Я. Правовая статистика. - М.: Юнити, 2007. - 255с.

2. Минашкин В.Г., Козарезова Л.О. Основы теории статистики: Учеб. пособие. - М.: Финансы и статистика, 2009. - 144 с.

3. Правовая статистика. - 2-е изд., перераб. и доп.: Учебник для вузов / под ред. Лялина В.С., Симоненко А.В. - М.: Юнити, 2008. - 255с.

4. Савюк Л.К. Правовая статистика: М.: ЮРИСТЪ, 2005. - 637с.

5. Статистика: Учебник / под ред.В.С. Мхитаряна. - М.: Экономистъ, 2006. - 671с.

Размещено на Allbest.ru


Подобные документы

  • Понятие рецидивной преступности, ее виды, причины и условия. Анализ структуры рецидива, выработка направлений предупредительного воздействия. Сравнение тяжести (общественной опасности) преступлений, совершенных впервые и после каждой новой судимости.

    контрольная работа [35,1 K], добавлен 07.07.2009

  • Теоретический анализ сущности, основных признаков, количественных и качественных показателей преступности - целостной совокупности (системы) преступлений, совершенных в стране за тот или иной период времени. Особенности латентной (скрытой) преступности.

    контрольная работа [27,2 K], добавлен 23.12.2010

  • Статистика преступлений, совершенных иностранными гражданами и лицами без гражданства, их общая характеристика и особенности. Криминальная миграция как основной детерминант преступности иностранцев. Проблемы борьбы с отдельными видами данных преступлений.

    курсовая работа [36,4 K], добавлен 12.04.2012

  • Статистическая характеристика различных показателей преступности в исправительных учреждениях. Причины криминальной агрессивности среди осужденных. Основы предупреждения преступности в исправительных учреждениях, методы профилактической деятельности.

    реферат [22,5 K], добавлен 18.01.2010

  • Изучение понятия судимости, ее юридической природы в современном и историческом понимании. Правовые последствия судимости. Характеристика проблем, связанных с социальной адаптацией осужденных после освобождения. Порядок погашения и снятия судимости.

    курсовая работа [33,9 K], добавлен 26.03.2015

  • Понятие и юридическая природа организованной преступности. Методика расследования организованной преступной деятельности. Пути преодоления противодействия следствию при расследовании преступлений, совершенных организованными преступными группами.

    дипломная работа [99,6 K], добавлен 27.06.2012

  • Состояние преступности несовершеннолетних в России. Рост преступлений, совершенных несовершеннолетними на почве пьянства, токсикомании и наркомании. Характеристика женской и групповой преступности. Динамика современного состояния групповой преступности.

    реферат [25,2 K], добавлен 12.12.2012

  • Природа преступности, ее социальная обусловленность в сфере национальных отношений. Статистика преступлений, совершенных на национальной почве, по Москве. Основные причины и истоки национализма и влияние внешних и внутренних условий на граждан России.

    реферат [15,4 K], добавлен 27.03.2009

  • Формула расчета коэффициента преступности. Расчет среднегодовой нагрузки на одного судью, среднего срока расследования уголовных дел, среднегодовых темпов роста преступности. Расчет показателей моды, медианы, вариации и среднеквадратического отклонения.

    контрольная работа [47,6 K], добавлен 20.04.2011

  • Понятие преступности, сущность и особенности, история изучения. Анализ закономерностей преступности, источники информации и значение в раскрытии преступлений. Познание и оценка в изучении преступности. Анализ и статистика последствий преступных деяний.

    контрольная работа [24,3 K], добавлен 13.02.2009

Работы в архивах красиво оформлены согласно требованиям ВУЗов и содержат рисунки, диаграммы, формулы и т.д.
PPT, PPTX и PDF-файлы представлены только в архивах.
Рекомендуем скачать работу.