43
orta göstəricilərdən, o cümlədən orta xətti uzaqlaşma (d) göstəricisindən istifadə edilir. Orta xətti uzaqlaş-
ma hesabi orta kəmiyyət kimi, ayrı-ayrı variantların orta kəmiy-yətdən uzaqlaşmalarının mütləq
qiymətləri əsasında aşağıdakı düsturlar əsasında hesablanır:
orta xətti uzaqlaşmanın sadə düsturu:
∑ | x – x |
d ═ ────── ;
n
çəkili düsturu isə aşagıdakı kimi qeyd olunur:
∑
| x - x |
f
d ═ ────── ;
∑
f
Burada: | x – x |- variantlardan orta kəmiyyətin uzaqlaşmalarının modulu və ya uzaqlaşmaların mütləq qiymətləri,
n- variantların sayı,
f- variantların çəkiləridir.
Əlamətin qiymətlərinin orta kəmiyyətdən uzaqlaşmalarının cəmi
0-a bərabər olduğuna görə onların
mütləq qiymətlərindən | x – x | istifadə edilir.
Misal. İki eyni məhsul istehsalı ilə məşğul olan müəssisələrin hər birinin sexində işləyənlərin aylıq əmək ödənişi
aşağıdakı məlumatla xarakterizə olunur (cəd. 5.9).
Variasiya genişliyi təşkil edər:
I müəssisənin sexində R
1
=360-180=180 manat;
II müəssisənin sexində R
2
=310-250= 60 manat.
Cədvəl 5.9. Eyni məhsul istehsal edən iki müəssisənin sexində işləyənlərin aylıq əmək ödənişi.
İşlə
yənlərin sıra
nömrələri
Müəssisələr
I müəssisənin sexində işləyənlərin aylıq əmək haqqı,
man
II müəssisənin sexində işləyən-lərin aylıq əmək haqqı,
man
1
180
250
2
240
265
3
280
275
4
320
290
5
360
310
Orta aylıq əmək ödənişi I müəssisədə 276 manat, II müəssi-sədə 278 manat olmuşdur.
Orta xətti uzaqlaşmanı hesablamaq üçün cədvəlin məluma-tından istifadə edək (cəd. 5.10).
Cədvəl 5.10.Orta xətti uzaqlaşmanın hesablanması.
I sex
II sex
Ə
mək haqqı,
man
x-x
1
|x-x|
Ə
mək haqqı,
man
x-x
2
|x-x|
180
-96
96
250
-28
28
240
-36
36
265
-13
13
280
+4
4
275
-3
3
320
+44
44
290
+12
12
360
+84
84
310
+32
32
Yekun
-
264
Yekun
-
88
Orta xətti uzaqlaşma:
I müəssisənin sexində 264:5=52,8 manat,
II müəssisənin sexində isə 88:5=17,7 manat olacaqdır.
Hər iki müəssisənin sexlərində orta əmək ödənişinin təqribən eyni olmasına (276 və 278 manat)
baxmayaq, orta xətti uzaq-laşma II müəssisəyə nisbətən I müəssisənin sexində 3 dəfə yük-sək olmuşdur,
yəni əməyin ödənişinin variasiyası II müəssisəyə nisbətən I müəssisədə 3 dəfə yüksək olmuşdur.
Variasiya əmsalı və onun hesablanması. Variasiya göstərici-ləri mütləq kəmiyyətlərdə ifadə
olunduqlarma görə, müxtəlif əlamətlərin tərəddüd dərəcələrini müqayisə etmək mümkün de-yildir. Öna
görədə əlamətlərin variasiya göstəricilərini hisbi kə-miyyətlərdə ifadə etmək lazımdır. Bu zaman
müqayisə üçün əsas hesabi orta kəmiyyət və ya mediana götürülür. Variasiya genişliyinin, orta xətti
uzaqlaşmanın və orta kvadratik uzaqlaş-manın orta kəmiyyətə nisbətinin faizlə ifadəsi variasiya əmsalı
adlanır. Bu göstəricilər əlamətin variasiyasının müqayisəlili-yini qiymətləndirməklə bərabər, statistika
məcmusunun bir-cinsliyini xarakterizə etməyə imkan verirlər. Variasiya əmsalı 33 faizdən çox
44
olmadıqda, statistika məcmusunu bircinsli hesab etmək olar. Statistika tədqiqatında sosial-iqtisadi
hadisələr haqqında statis-tika məlumatının yekcins olması mühüm əhəmiyyətə malikdir. Əlamətin
variasiyasının nisbi göstəriciləri aşağıdakılardır:
1. Ossilyasiya əmsalı aşağıdakı kimi hesablanır:
R
V
g
═ ── · 100 ;
x
Burada: R- variasiya genişliyi,
x- orta kəmiyyətdir.
2. Xətti variasiya əmsalının düsturu:
d
V
d
═ ── · 100 ;
x
3. Variasiya əmsalı:
σ
V
σ
═ ── · 100 ;
x
Burada: σ - orta kvadratik uzaqlaşmadır.
Dispersiyanın hesablanmasının sadələşdirilməsi usulları. Statistika tədqiqatlarında, xüsusilə, seçmə
tədqiqatında, qarşı-lıqlı əlaqələrin statistik öyrənilməsində dispersiya göstəricisin-dən istifadə edilir.
Bununla əlaqədar olaraq, onun hesablanma-sını sadələşdirmək tələb olunur. Bu məqsədlə onun aşağıdakı
riyazi xassəsələrindən istifadə edilir:
I xassə: Sabit kəmiyyətin dispersiyası sıfra bərabərdir,
II xassə: Əgər əlamətin hər bir qiymətindən hər hansı bir sabit A ədədini çıxsaq, dispersiyanın qiyməti
dəyişməyəcəkdir:
σ
2
(x-A)
= σ
2
Dispersiyanı variantlardan sabit ədədi çıxmaq əsasında he-sablamaq olar.
III xassə: Əgər variantların qiymətlərini sabit A ədədinə (fa-silə kəmiyyətinə) ixtisar etsək, o zaman
dispersiyanın qiyməti d
2
dəfə azalar. Ona görə dispersiyanın həqiqi qiymətini müəy-yən etmək üçün
dispersiyanı d
2
-a vurmaq lazımdır:
σ
2
(x / d)
= σ
2
· d
2
IV xassə: Əgər dispersiyanı istənilən A kəmiyyətindən hesab-lasaq, o bu və yaxud digər dərəcədə
hesablanmış hesabi orta kəmiyyətdən (
x) fərqlənəcəkdir, onda o həmişə hesabi orta kə-miyyətdən
hesablan-mış dispersiyadan böyük olacaqdır:
σ
2
A
> σ
2
x
Bu fərq müəyyən kəmiyyət
(x-A)
2
həcmində olacaqdır:
σ
2
A
= σ
2
x
+ (x - A)
2
,
yaxud
σ
2
x
= σ
2
A
+(x - A)
2
.
Orta kəmiyyətdən dispersiya həmişə digər istənilən kəmiy-yətdən hesablanmış dispersiyadan kiçik
olur. Dispersiyanın ri-yazi xassələri onun hesablanmasını əhəmiyvətli dərəcədə sadə-ləşdirməyə və
dispersiyanı an düsturu ilə hesablamağa imkan verir. Dispersiyanın an düsturu aşağıdakı kimidir:
∑ ((x-A):d) f
σ
2
x
═ ─────── ·
d
2
– (x-A);
∑
f
Burada d- fasilə kəmiyyətidir,
A- variantlar sırasından götüriümüş sabit ədəddir,
f - variantların çəkisidir.