Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 1 ÔN TẬP MÔN NGUYÊN LÝ THỐNG KÊ Chương I: Các khái niệm và thuật ngữ. Phân tổ với các khoảng cách tổ bằng nhau. max min ii i XX h n   Trong đó: i h : Trị số khoảng cách tổ. max i X : Lƣợng biến lớn nhất của tiêu thức phân tổ. min i X : Lƣợng biến nhỏ nhất của tiêu thức phân tổ. n : Số tổ càn chia. Các bƣớc phân tổ thống kê: Bƣớc 1: Lựa chọn tiêu thức phân tổ. Bƣớc 2: Xác định số tổ cần phân và khoảng cách tổ. Bƣớc 3: Phân phối các đơn vị vào từng tổ. Chương II: Đánh giá thống kê. STT Tên Công thức Đơn vị Chú thích 1 Số tƣơng đối động thái ( §§ TG T ), ( § TLH T )  1 §§ 0 TG y T y   § 1 i TLH i y T y %, pđv 1 y : Mức độ của hiện tƣợng kỳ nghiên cứu. 0 y : Mức độ của hiện tƣợng kỳ gốc. §§ TG T : Số tƣơng đối động thái định gốc (Tốc độ PT định gốc). § TLH T : Số tƣơng đối động thái liên hoàn (Tốc độ PT liên hoàn). 2 Số tƣơng đối kế hoạch ( KH T ), ( TK T ) 0 KH KH y T y  1 TK KH y T y  Hệ quả: DT KH TK T T T DT TK KH T T T  DT KH TK T T T  %, pđv KH T : Số tƣơng đối nhiệm vụ kế hoạch. TK T : Số tƣơng đối hoàn thành kế hoạch. KH y : Mức độ của hiện tƣợng kỳ kế hoạch. 0 y : Mức độ thực tế của chỉ tiêu ở kỳ gốc so sánh. 1 y : Mức độ của hiện tƣợng kỳ báo cáo. 3 Số tƣơng đối kết cấu ( KC T ) bq KC TT y T y  %, pđv bq y : Mức độ của bộ phận. TT y : Mức độ của tổng thể. 4 Số tƣơng đối cƣờng độ ( CD T )  § C m T n % m : Mức độ của hiện tƣợng cần đánh giá phổ biến. n : Mức độ của hiện tƣợng nào đó có liên quan. 5 Số tƣơng đối không gian ( KG T ) 1 2 KG x T x  %, pđv 1 x : Mức độ của hiện tƣợng ở không gian thứ nhất cần phân tích. 2 x : Mức độ của hiện tƣợng ở không gian thứ hai dùng làm cơ sở so sánh. Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 2 6 Số bình quân cộng giản đơn ( X ) 1 n i i X X n    đvt i X : Lƣợng biến (i=1, 2, …, n) n : Số đơn vị trong tổng thể. 7 Số bình quân cộng gia quyền ( X ) 1 1 n ii i n i i Xf X f       đvt i X : Lƣợng biến (i=1, 2, …, n) i f : Quyền số (Tần số) ii Xf : Gia quyền 8 Trị số giữa ( g X ) ax min 2 m g XX X   (với lƣợng biến có khoảng cách tổ) đvt axm X : Lƣợng biến lớn nhất của tổ. min X : Lƣợng biến nhỏ nhất của tổ. 9 Số bình quân chung từ các số bình quân tổ ( t X ) 1 1 k ii i t k i i Xn X n       đvt i X : Số bình quân tổ i. i n : Quyền số hoặc số đơn vị tổ i. K: Số lƣợng tổ. 10 Số bình quân điều hoà gia quyền ( X ) 1 1 n i i n i i i M X M X      Khi có: 12 n M M M M    thì: 1 1 n i i n X X    đvt i i i M X f : Gia quyền. (Vận dụng khi chƣa biết tần số hay tần số ẩn) 11 Số bình quân nhân giản đơn ( X ) 1 1 2 3 . . n n i i n n XX X X X X     đvt i X : Lƣợng biến (i=1, 2, 3,…,n) n : Số đơn vị ( Số lƣợng biến). 12 Số bình quân nhân gia quyền ( X ) 1 2 1 1 12 . n i i i n i i i n f f i i f f f fn n XX X X X         đvt i X : Lƣợng biến (i=1, 2, 3,…,n) i f : Tần số tƣơng ứng. 13 Số trung vị (MEDIAN - e M ) +)Với dãy số có lƣợng biến không có khoảng cách tổ:    * 2 1, eq n k k N M x     ( q là tổ ở giữa)    * 2, 2 qp e xx n k k N M      ( ,qp là tổ ở giữa) +)Với dãy số lƣợng biến có khoảng cách tổ: *Xác định tổ chứa e M : Cộng dồn tần số đến khi nào bằng hoặc vƣợt quá 2 i f  thì dừng. *Giá trị gần đúng của số trung vị đƣợc xác định theo công thức: Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 3 min 1 2       e ee e iM e M M M fS M X h f Trong đó: min e M X : Giới hạn dƣới của tổ chứa trung vị. e M h : Trị số khoảng cách tổ của tổ chứa trung vị. e M f :Tần số của tổ chứa trung vị. 1 e M S  : Tổng tần số của tổ đứng trƣớc tổ chứa trung vị. 1 n i i f   : Tổng tần số. 14 Số Mốt (MODE - o M ) +)Với dãy số lƣợng biến không có khoảng cách tổ: axm of MX (Mốt là lƣợng biến lớn nhất trong dãy lƣợng biến) +)Với dãy lƣợng biến có khoảng cách tổ: -)TH có khoảng cách tổ đều nhau: *Tổ chứa mốt là tổ có tần số lớn nhất   max f Tæ . *Giá trị gần đúng của mốt đƣợc tính theo công thức:     min 1 11 oo oo o o o o MM o M M M M M M ff M X h f f f f          Trong đó: min o M X :Giới hạn dƣới của tổ chứa Mốt. o M h : Trị số khoảng cách tổ của tổ chứa Mốt. o M f :Tần số của tổ chứa Mốt. 1 o M f  : Tần số của tổ đứng sau tổ chứa Mốt. 1 o M f  : Tần số của tổ đứng trƣớc tổ chứa Mốt. -)TH khoảng cách tổ không đều nhau: *Tổ chứa Mốt là tổ có mật độ phân phối là lớn nhất   PP max M Tæ . i i PP i f M h  Trong đó: i PP M : Mật độ phân phối của tổ i. i f : Tần số của tổ i. i h : Trị số khoảng cách tổ của tổ i. *Giá trị gần đúng của Mốt đƣợc tính:     min 1 11 M Mo o oo M M M M o o o o PP PP o M M PP PP PP PP MM M X h M M M M          Trong đó: min o M X :Giới hạn dƣới của tổ chứa Mốt. o M h : Trị số khoảng cách tổ của tổ chứa Mốt. M o PP M : Mật độ phân phối tổ chứa Mốt. Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 4 1 Mo PP M  : Mật độ phân phối tổ trên tổ chứa Mốt. 1 M o PP M  : Mật độ phân phối tổ dƣới tổ chứa Mốt. 15 Khoảng biến thiên (khoảng chênh lệch) ( R ) ax minm R X X đvt axm X : Lƣợng biến lớn nhất. min X : Lƣợng biến nhỏ nhất. 16 Độ lệch tuyệt đối bình quân ( e ) +)TH không có quyền số: 1 n i i XX e n     +)TH có quyền số: 1 1 . n ii i n i i X X f e f       đvt i X : Lƣợng biến. X : Trung bình cộng của các lƣợng biến. i f : Tần số. 17 Phƣơng sai ( 2  ) +)TH không có quyền số:   2 2 1 n i i XX n      +)TH có quyền số:   2 2 1 1 n ii i n i i X X f f        i X : Lƣợng biến. X : Trung bình cộng của các lƣợng biến. i f : Tần số. 18 Độ lệch chuẩn (  )   2 19 Hệ số biến thiên 100 e e V X  100V X    20 Các tham số biểu thị hình dáng của tham số: Cách 1: So sánh 3 chỉ tiêu đặc trưng. +)Nếu đƣờng cong phân phối đối xứng thì: eo X M M +)Nếu đƣờng cong phân phối lệch phải thì: eo X M M +)Nếu đƣờng cong phân phối lệch trái thì: eo X M M Cách 2: Tính hệ không đối xứng. o A XM K    *Khi A K >0 là phân phối lệch phải. *Khi A K <0 là phân phối lệch trái. *Khi A K =0 là phân phối chuẩn đối xứng.  Hệ đối xứng tính ra càng lớn dãy số phân phối càng không đối xứng. Chương III: Điều tra chọn mẫu. Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 5 Tổng thể chung và tổng thể mẫu Chỉ tiêu Tổng thể chung Tổng thể mẫu Quy mô N n Số bình quân  X Tỷ lệ theo một tiêu thức p f Phƣơng sai 2 2 2 X   2 22 o XX   Phƣơng sai của tổng thể mẫu: 2 2 2 i i i i o ii X n X n nn             Cách chọn ngẫu nhiên số lượng đơn vị của tổng thể mẫu ( n ): +)Cách 1: Chọn hoàn lại (chọn lặp): Số lƣợng mẫu không hình thành: n QN (mẫu) +)Cách 2: Chọn không hoàn lại (chọn không lặp): Số lƣợng mẫu đƣợc hình thành là:   ! !! N Q N n n   (mẫu) -Với 2 ,,p  là bình quân, tỷ lệ, phƣơng sai của tổng thể chung. -Với 2 ,, i i i Xf  là bình quân, tỷ lệ, phƣơng sai của mẫu thứ i (i=1,2,3,…,q) Chọn hoàn lại (Chọn nhiều lần) Chọn không hoàn lại (Chọn 1 lần) Phƣơng sai các bình quân mẫu 2 2 X n    2 2 1 X n nN       Phƣơng sai các tỷ lệ mẫu   2 1 f pp n      2 1 1 f pp n nN       -Kỳ vọng các bình quân mẫu:   i Ex   -Kỳ vọng các tỷ lệ mẫu:   i E f p Sai số chọn mẫu: Cách chọn Suy rộng Chọn hoàn lại (Chọn nhiều lần) Chọn không hoàn lại (Chọn 1 lần) Bình quân Tổng thể 2 X n    Tổng thể 2 1 X n nN       Mẫu 2 1 o X n     Mẫu 2 1 1 o X n nN        Tỷ lệ Tổng thể   1 p pp n    Tổng thể   1 1 p pp n nN       Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 6 Mẫu   1 1 f ff n     Mẫu   1 1 1 f ff n nN        , p X  : Các sai số bình quân chọn mẫu khi ƣớc lƣợng số bình quân và tỷ lệ. Bài toán cơ bản của điều tra chọn mẫu. *Công thức tổng quát:         .2 .2 X X pp P X z z P f p z z                    (*) Với . . . X X pf z z z          (**) -Đại lƣợng . X X z   và . pf z   đƣợc gọi là phạm vi sai số chọn mẫu, z đƣợc gọi là hệ số tin cậy. -Nếu 30n  thì , ii Xf đƣợc xem nhƣ phân phối chuẩn với   2 2 0 1 2 t z z e dt     . Các giá trị của hàm đƣợc cho ở bảng tính sẵn (Bảng phân phối chuẩn hoá N(0:1)). -Nếu 30n  thì i X đƣợc xem nhƣ phân phối theo quy luật Student. Dạng Tên Tóm tắt Cách giải Bài toán 1 Suy rộng tài liệu điều tra chọn mẫu. Bài toán tìm & p  biết   Pa Từ giả thiết tính (*) và (**) để: +)Suy rộng bình quân: XX XX        +)Suy rộng tỷ lệ: pp f p f      Bài toán 2 Tìm xác suất (Độ tin cậy) khi suy rộng tài liệu điều tra chọn mẫu. Bài toán tìm   ?P  biết & Xp  Từ công thức (**) ta có:       ? 2 ? X X p f z z P z z                    Trong đó: X  : Phạm vi sai số chọn mẫu bình quân. p  : Phạm vi sai số chọn mẫu tỷ lệ. z : Hệ số tin cậy. Bài toán 3 Tính số lƣợng đơn vị tổng thể mẫu ( n ) Bài toán tìm n biết   Pa và  Theo giả thiết ta suy ra: Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 7       2 2 2 2 2 ? ? ? XX pp o P z z z n f                                           Với n đƣợc tính nhƣ sau: Suy rộng Chọn hoàn lại Chọn không hoàn lại Bình quân 22 2 X z n    22 2 2 2 X Nz n Nz     Tỷ lệ   2 2 1 p z p p n        2 22 1 1 p Nz p p n N z p p     Nếu hiện tƣợng nghiên cứu có phân phối chuẩn thì có thể ƣớc tính độ lệch tiêu chuẩn theo khoảng biến thiên: Ta có:     ax min 33 m R X X           Theo quy tắc 3  , nếu   2 ,xN   thì hầu hết các giá trị X sai lệch với  không quá 3 lần  ax min 6 m XX    Các phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên Chọn mẫu ngẫu nhiên đơn giản Chọn lặp Chọn không lặp Chú giải 2 2 XX n    2 1 X n N n        2 o  : Phƣơng sai của tổng thể mẫu điều tra. 2  : Phƣơng sai của tổng thể chung. n : Số đơn vị của tổng thể mẫu. N : Số đơn vị của tổng thể chung. 2 1 o X n     2 1 1 o X n N n         Chọn mẫu hệ thống (chọn máy móc) N d n  Trong đó: d : Khoảng cách chọn. N : Số lƣợng đơn vị tổng thể chung. n : Số lƣợng đơn vị tổng thể mẫu. Chọn mẫu phân loại (phân loại) Công thức tính sai số bình quân chọn mẫu: Cách 1: Chia đều số lượng các đơn vị của tổng thể mẫu cho số tổ ( i n ) Chọn lặp Chọn không lặp Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 8 Suy rộng bình quân 22 1 ii X i N Nn     22 1 1 i i i X ii Nn N n N        Suy rộng tỷ lệ   2 1 1 i i i f i p p N Nn       2 1 1 1 i i i i f ii p p N n N n N        Trong đó: i  : Sai số bình quân chọn mẫu của tổ i. i N : Số đơn vị trong tổ i. Cách 2: Chia số lượng đơn vị của tổng thể mẫu theo tỷ lệ số lượng đơn vị của từng tổ trong tổng thể chung. Số lượng đơn vị tổng thể mẫu được chia cho số tổ thứ i là: i i N nn N  Chọn lặp Chọn không lặp Với Suy rộng bình quân 2 X n    2 1 X n nN       2 2 ii i N N      Suy rộng tỷ lệ   1 f pp n      1 1 f pp n nN             1 1 ii i p p N pp N     Cách 3: Chia số lượng đơn vị của tổng thể mãu theo tỷ lệ số lượng đơn vị của từng tổ trong tổng thể chung và độ lệch chuẩn của từng tổ trong tổng thể chung. Số lượng đơn vị tổng thể mẫu được chia cho số tổ thứ i là: ii i ii N nn N     Chọn lặp Chọn không lặp Suy rộng bình quân 22 1 ii X N Nn     22 1 1 ii X N n N n N        Suy rộng tỷ lệ   1 1 i i i f p p N Nn       1 1 1 i i i f p p N n N n N        Chọn mẫu cả khối (mẫu chùm) Công thức Chú giải Suy rộng bình quân 2 1 X X Rr rR         +) Nếu số đơn vị các khối không bằng nhau:   2 2 . i i i X i x x n n      +)Nếu số đơn vị các khối bằng nhau:   2 2 i X xx r     2 X  : Phƣơng sai giữa các số bình quân khối đƣợc chọn. i x : Số bình quân của mỗi khối đƣợc chọn (i=1,2,…,r). x : Số bình quân của các khối đƣợc chọn. Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 9 Suy rộng tỷ lệ   1 1 rr f ff Rr rR         +)Nếu số đơn vị các khối không bằng nhau: ii r i fn f n     +)Nếu số đơn vị các khối bằng nhau: i r f f r   r f : Tỷ lệ bình quân của các khối đƣợc chọn. Với 1,2, ,ir là tỷ lệ của mỗi khối đƣợc chọn. Chương IV: KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT Giả thuyết thống kê. Cặp giả thuyết:    0 10 H : Gi¶ thuyÕt gèc H : Gi¶ thuyÕt ®èi cña H TH Công thức Hình minh hoạ Nội dung Kiểm định 2 phía 00 10 : : H H        Bác bỏ giả thuyết 0 H khi tham số đặc trƣng của mẫu cao hơn hoặc thấp hơn so với giả thiết về tổng thể chung. Miền bác bỏ nằm ở phía trái và phía phải của đƣờng phân phối. Kiểm định phía trái 00 10 : : H H        Bác bỏ giả thuyết 0 H khi tham số đặc trƣng của mẫu nhỏ hơn một cách đáng kể so với giá trị của giả thuyết 0 H . Miền bác bỏ nằm ở phí trái của đƣờng phân phối. Kiểm định phía phải 00 10 : : H H        Bác bỏ giả thuyết 0 H khi tham số đặc trƣng của mẫu lớn hơn một cách đáng kể so với giá trị giả thuyết 0 H . Miền bác bỏ nằm ở phía phải của đƣờng phân phối. Sai lầm và mức ý nghĩa trong kiểm định. Khi lựa chọn giữa 2 giả thuyết 01 &HH ta có thể mắc phải 2 loại sai lầm sau:  Sai lầm loại 1: Bác bỏ giả thuyết 0 H khi giả thuyết này đúng.  Sai lầm loại 2: Thừa nhận gia thuyết 0 H khi nó sai. (nguy hiểm hơn vì “sai” lại thừa nhận là “đúng”). Kết luận Thực tế Chấp nhận 0 H Chấp nhận 1 H 0 H đúng Kết luận đúng Sai lầm loại 1 0 H sai Sai lầm loại 2 Kết luận đúng  : Mức ý nghĩa (Xác suất mắc sai lầm loại 1).  : Mức ý nghĩa (Xác suất mắc sai lầm loại 2). 1  : Lực lƣợng của kiểm định (Xác suất bác bỏ 0 H khi 0 H sai) Thông thƣờng,  đƣợc lấy bằng 0,01 (1%), 0,02 (2%), 0,05 (5%),… Từ mức ý nghĩa kiểm định  có thể xác định miền bác bỏ giả thuyết 0 H và miền thừa nhận. Miền thừa nhận Miền thừa nhận Miền thừa nhận Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 10 CÁC BƢỚC TIẾN HÀNH KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ: 1. Xây dựng cặp giả thuyết: 0 H và 1 H . 2. Xác định mức ý nghĩa (Xác suất mắc sai lầm loại 1). 3. Chọn tiêu chuẩn kiểm định. 4. Tính giá trị tiêu chuẩn kiểm định ( z ) Kết luận:  Nếu Z miền bác bỏ: Bác bỏ 0 H , chấp nhận 1 H .  Nếu Z miền bác bỏ: chƣa đủ cơ sở bác bỏ 0 H (chấp nhận giả thuyết 0 H ). KIỂM ĐỊNH VÀ SO SÁNH SỐ TRUNG BÌNH *)Kiểm định giả thuyết về giá trị trung bình của 1 tổng thể chung. 1 Phƣơng sai của tổng thể chung đã biết ( 2  đã biết) Tiêu chuẩn kiểm định:   0   Xn Z   Đại lƣợng ( Z ) phân phối theo quy luật chuẩn hoá N(0,1), có các TH sau: Kiểm định phía phải 00 10 : :      H H   Nếu 0,5 ZZ  Bác bỏ 0 H , chấp nhận 1 H Kiểm định phía trái 00 10 : :      H H   Nếu 0,5 ZZ  Bác bỏ 0 H , chấp nhận 1 H Kiểm định hai phía 00 10 : :      H H   Nếu 0,5 2 ZZ  Bác bỏ 0 H , chấp nhận 1 H 2 Phƣơng sai của tổng thể chung chƣa biết ( 2  chƣa biết), mẫu lớn ( 30)n Tiêu thức kiểm định:   0 0   Xn Z   Với 2 00 1   n n  0  : độ lệch tiêu chuẩn mẫu điều chỉnh. Kết luận: (nhƣ phần trên) 3 Phƣơng sai của tổng thể chung chƣa biết ( 2  chƣa biết), mẫu nhỏ ( 30)n Tiêu thức kiểm định:   0   Xn t S  Với S (hay 0  ): độ lệch chuẩn mẫu điều chỉnh. Đại lƣợng ( t ) sẽ phân phối theo quy luật Student với   1n bậc tự do, có các TH sau: Kiểm định phía phải 00 10 : :      H H   Nếu   ,1  n tt  Bác bỏ 0 H , chấp nhận 1 H Kiểm định phía trái 00 10 : :      H H   Nếu   ,1  n tt  Bác bỏ 0 H , chấp nhận 1 H Kiểm định hai phía 00 10 : :      H H   Nếu   2, 1  n tt  Bác bỏ 0 H , chấp nhận 1 H *)Kiểm định 2 giá trị trung bình của 2 tổng thể chung (2 mẫu độc lập) [...]... 0  q  q  p 0 1 0 0  p q 0 0 HỆ THỐNG CHỈ SỐ *)Phương trình kinh tế: D  PQ Q  W N SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI D : Doanh thu P : Giá bán Q : Sản lƣợng Q : Sản lƣợng sản xuất W : Năng suất lao động Page 18 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 N : Số nhân công, lao động (ngƣời) F : Quỹ tiền lƣơng L : Đơn giá lƣơng trên 1 công nhân N : Số nhân công, lao động (ngƣời) C : Chi phí sản... QUI Page 15 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 n : Số năm m : Số quý trong năm  m  4  a0  T m.n  1  a1 m.n 2 1 Phân tích các thành phần theo kết hợp cộng Sử dụng các công thức sau: m 1   st  s j  y j  y0  a1  j   với j  1, 2,3, 4 2   zt  yt  ft  st T   Ti S   t.Ti y0  yi  y i 4  yi n 2 Phân tích các thành phần theo kết hợp nhân Sử dụng các công thức sau: st  s... Quy tắc: Trong phân tích thống kê, muốn nghiên cứu sự biến động của chỉ tiêu chất lượng thì quyền số thường là chỉ tiêu số lượng có liên quan được cố định ở kỳ nghiên cứu Muốn nghiên cứu sự biến động của chỉ tiêu số lượng thì quyền số thường là chie tiêu chất lượng có liên quan được cố định ở kỳ gốc SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 17 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 -)Chỉ số liên hợp... khác SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 14 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 PHƢƠNG PHÁP BIẾN ĐỘNG THỜI VỤ Chỉ số thời vụ: ITVi  yi y0 Trong đó: ITVi : Chỉ số thời vụ của thời gian i yi : Số trung bình các mức độ của các thời gian cùng tên i y0 : Số trung bình của tất cả các mức độ trong dãy số CÁC PHƢƠNG PHÁP DỰ ĐOÁN THỐNG KÊ NGẮN HẠN (dƣới 3 năm) 1 Dự đoán dựa vào lƣợng tăng (giảm)... n : Số thời kỳ Dãy số thời điểm  TH khoảng cách thời gian bằng nhau SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 12 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê y y1  y2   yn 1  n 2 y 2 n 1  2013 Trong đó: yi (i  1, 2, , n) :Mức độ thứ i n : Số thời kỳ TH khoảng cách thời gian không bằng nhau n Trong đó: yi ti yi (i  1, 2, , n) :Mức độ thứ i y  i 1n n : Số thời kỳ ti ti : khoảng thời gian có mức...Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 1 2013 2 Đã biết phƣơng sai của 2 tổng thể chung (  12 ,  2 đã biết) Tiêu thức kiểm định: X 1 N 1 ,  12 , có các TH sau: X1  X 2 Z  2 1 n1   X2 2 2   N   ,  2 Kiểm định phía... gốc q1 : Lƣợng hàng hoá bán ra kỳ báo cáo q0 : Lƣợng hàng hoá bán ra kỳ gốc +) Phương pháp chỉ số chung  I  : Chỉ số tổng hợp về giá SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 16 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê IP   p q  p q 2013 Trong đó: I P : Chỉ số tổng hợp giá cả 1 0 p1 : Giá bán bình quân 1đvsp kỳ nghiên cứu p0 : Giá bán bình quân 1đvsp kỳ gốc q : Lƣợng hàng hóa tiêu thụ 1.Chỉ số tổng... độ phát triển định gốc n t 4 i 2 i  Tn Thƣơng của 2 tốc độ phát triển định gốc liền nhau 5 Ti  ti Ti 1 TỐC ĐỘ TĂNG (GIẢM) TƢƠNG ĐỐI SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 13 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê i yi  yi 1  ti  1 yi 1 yi 1  y y Ai  i  i 1  Ti  1 y1 y1 ai  1 Tốc độ tăng (giảm) tƣơng đối liên hoàn 2 Tốc độ tăng (giảm) tƣơng đối định gốc 3 Tốc độ tăng (giảm) tƣơng đối... bình  d Tiêu chuẩn kiểm định: t  d    0 0 n d   di d  n  Trong đó:  2  n  di2  n.d 2  0d  n  1  0d  n  1 n  1  SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 11 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê X1 N  1 ,  12  X2 2 N  2 ,  2  2013 , có các TH sau: Kiểm định phía phải Kiểm định phía trái Kiểm định hai phía  H 0 :   0   H1 :    0  H 0 :   0   H1 :    0 Nếu... hưởng ta có: IF  IL  IN IF  F1  L1.N1  F0  L0 N 0 Phân tích 2 nhân tố ảnh hƣởng: IF  F1 F1 F01   F0 F01 F0 Với: F01   L N 0 1 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 19 Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê IF   L N  L N  L N   L N  L N  L N  1 0 0 2013 1 0 1 0 1 0 1 0 0 +)Số tuyệt đối: F  F1  F0   F1  F01    F01  F0  +)Số tƣơng đối: %F  F1  F0 F1  F01 F01  F0   . Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 1 ÔN TẬP MÔN NGUYÊN LÝ THỐNG KÊ Chương I: Các khái niệm và thuật ngữ nhận Miền thừa nhận Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 10 CÁC BƢỚC TIẾN HÀNH KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ: 1. Xây dựng cặp giả thuyết:. Hệ đối xứng tính ra càng lớn dãy số phân phối càng không đối xứng. Chương III: Điều tra chọn mẫu. Tài liệu ôn tập HP Nguyên lý thống kê 2013 SV: Ngô Thị Linh Hòa – KT 4D - QUI Page 5 Tổng