1 / 37

Analiza porównawcza użytków rolnych i powierzchni zasiewów zboża wg województw w 2000 i 2005 roku.

Analiza porównawcza użytków rolnych i powierzchni zasiewów zboża wg województw w 2000 i 2005 roku. Hanna Sobisz Informatyka i Ekonometria, grupa 104. Celem badania jest określenie związku między powierzchnią użytków rolnych a powierzchnią zasiewów zboża. Populacja statystyczna: województwa

nizana
Download Presentation

Analiza porównawcza użytków rolnych i powierzchni zasiewów zboża wg województw w 2000 i 2005 roku.

An Image/Link below is provided (as is) to download presentation Download Policy: Content on the Website is provided to you AS IS for your information and personal use and may not be sold / licensed / shared on other websites without getting consent from its author. Content is provided to you AS IS for your information and personal use only. Download presentation by click this link. While downloading, if for some reason you are not able to download a presentation, the publisher may have deleted the file from their server. During download, if you can't get a presentation, the file might be deleted by the publisher.

E N D

Presentation Transcript

  1. Analiza porównawcza użytków rolnych i powierzchni zasiewów zboża wg województw w 2000 i 2005 roku. Hanna Sobisz Informatyka i Ekonometria, grupa 104

  2. Celem badania jest określenie związku między powierzchnią użytków rolnych a powierzchnią zasiewów zboża. • Populacja statystyczna: województwa • Jednostka statystyczna: województwo • Cechy stałe badania: • Przestrzenna: Polska • Rzeczowa: Województwa • Czasowa: Lata 2000 i 2005 • Cechy zmienne badania: • Powierzchnia użytków rolnych (ilościowa skokowa) • Powierzchnia zasiewów zboża (ilościowa skokowa) • Wtórne źródło danych: Roczniki statystyczne województw GUS

  3. Analiza struktury powierzchni użytków rolnych w 2000 i 2005 roku.

  4. Tabela 1. Powierzchnia użytków rolnych (w tys. ha) w 2000 roku. Źródło: Rocznik statystyczny województw GUS 2006

  5. Wykres 1. Powierzchnia użytków rolnych (w tys. ha) w 2000 roku. Źródło: Tabela 1.

  6. Analiza struktury powierzchni użytków rolnych w 2000 roku. Tendencja centralna: • Suma ∑ = 18 413,2 tys. ha • Średnia = 1150,8 tys. ha • Mediana Me = 1138,1 tys. ha • Kwartyle Q1 = 844,55 tys. ha Q3 = 1265,78 tys. ha • Dyspersja: • Odchylenie standardowe s = 485,06 tys. ha • Współczynnik zmienności Vs = 42,15 % • Rozstęp R = 1839,1 tys. ha • Odchylenie ćwiartkowe Q = 210,6 tys. ha • Współczynnik zmienności VQ = 18,5 % • Asymetria: • Moment trzeci absolutnyµ3 = 115067619,1 • Moment trzeci względnyα3 = 1,008 • Współczynnik skośności A(Q) = -0,39 • Koncentracja • Współczynnik koncentracji PearsonaK = 0,226

  7. Interpretacja liczbowej analizy struktury powierzchni użytków rolnych w 2000 roku. • Tendencja Centralna • Ogólna powierzchnia użytków rolnych w Polsce w 2000 roku wynosiła 18 413,2 tys. ha. • Średnia powierzchnia użytków rolnych przypadająca na województwo w 2000 roku wynosiła 1150,8 tys. ha. • W połowie województw powierzchnia użytków rolnych była nie większa niż 1138,1 tys. ha, natomiast w drugiej połowie nie mniejsza niż 1138,1 tys. ha. • W 4 województwach (25%) powierzchnia użytków rolnych była nie większa niż 844,55 tys. ha, a w pozostałych 12 (75%) województwach nie mniejsza niż 844,55 tys. ha. Natomiast na podstawie kwartylu trzeciego wiadomo, ze w 12 (75%) województwach powierzchnia użytków rolnych była nie większa niż 1265,78 tys. ha, a w pozostałych 4 (25%) województwach nie mniejsza niż 1265,78 tys. ha. • Dyspersja • Powierzchnia użytków rolnych w województwach w 2000 roku odchyla się przeciętnie od średniej o 485,06 tys. ha, tj. o 42,15 %. • Różnica między największą a najmniejszą powierzchnią użytków rolnych wynosi 1839,1 tys. ha. • Połowa obszaru zmienności 50% środkowych województw wynosi 210,6 tys. ha, tj. o 18,5 %. • Asymetria • Zarówno moment trzeci absolutny jak i względny mają wartości dodatnie, więc rozkład charakteryzuje się asymetrią dodatnią. Na postawie poziomu momentu trzeciego względnego, który wyniósł 1,008, można wywnioskować, iż rozkład charakteryzuje się umiarkowaną asymetrią dodatnią. • Powierzchnia użytków rolnych środkowych 50% województw charakteryzuje się umiarkowaną asymetrią ujemną. • Koncentracja • Rozkład cechuje słaba koncentracja.

  8. Tabela 2. Powierzchnia użytków rolnych (w tys. ha) w 2005 roku. Źródło: Rocznik statystyczny województw GUS 2006

  9. Wykres 2. Powierzchnia użytków rolnych (w tys. ha) w 2005 roku. Źródło: Tabela 2.

  10. Analiza struktury powierzchni użytków rolnych w 2005 roku. • Tendencja centralna: • Suma ∑ = 15 906 tys. ha • Średnia = 994,13 tys. ha • Mediana Me = 1012,65 tys. ha • Kwartyle Q1 = 677,25 tys. ha Q3 = 1089,75 tys. ha • Dyspersja: • Odchylenie standardowe s = 431,8 tys. ha • Współczynnik zmienności Vs = 43,44 % • Rozstęp R = 1567,9 tys. ha • Odchylenie ćwiartkowe Q = 206,25 tys. ha • Współczynnik zmienności VQ = 20,37 % • Asymetria: • Moment trzeci absolutnyµ3 = 74440005,7 • Moment trzeci względnyα3 = 0,925 • Współczynnik skośności A(Q) = -0,626 • Koncentracja • Współczynnik koncentracji PearsonaK = 0,234

  11. Interpretacja liczbowej analizy struktury powierzchni użytków rolnych w 2005 roku. • Tendencja Centralna • Ogólna powierzchnia użytków rolnych w Polsce w 2005 roku wynosiła 15 906 tys. ha. • Średnia powierzchnia użytków rolnych przypadająca na województwo w 2005 roku wynosiła 994,13 tys. ha. • W połowie województw powierzchnia użytków rolnych była nie większa niż 1012,65 tys. ha, natomiast w drugiej połowie nie mniejsza niż 1012,65 tys. ha. • W 4 województwach (25%) powierzchnia użytków rolnych była nie większa niż 677,25 tys. ha, a w pozostałych 12 (75%) województwach nie mniejsza niż 677,25 tys. ha. Natomiast na podstawie kwartylu trzeciego wiadomo, ze w 12 (75%) województwach powierzchnia użytków rolnych była nie większa niż 1089,75 tys. ha, a w pozostałych 4 (25%) województwach nie mniejsza niż 1089,75 tys. ha. • Dyspersja • Powierzchnia użytków rolnych w województwach w 2005 roku odchyla się przeciętnie od średniej o 431,8 tys. ha, tj. o 43,44 %. • Różnica między największą a najmniejszą powierzchnią użytków rolnych wynosi 1567,9 tys. ha. • Połowa obszaru zmienności 50% środkowych województw wynosi 206,25 tys. ha, tj. o 20,37 %. • Asymetria • Zarówno moment trzeci absolutny jak i względny mają wartości dodatnie, więc rozkład charakteryzuje się asymetrią dodatnią. Na postawie poziomu momentu trzeciego względnego, który wyniósł 0,925, można wywnioskować, iż rozkład charakteryzuje się umiarkowaną asymetrią dodatnią. • Powierzchnia użytków rolnych środkowych 50% województw charakteryzuje się silną asymetrią ujemną. • Koncentracja • Rozkład cechuje słaba koncentracja.

  12. Wykres 3. Analiza porównawcza powierzchni użytków rolnych w 2000 i 2005 roku. Źródło: Tabela 1 i tabela 2.

  13. Analiza porównawcza powierzchni użytków rolnych w 2000 i 2005 roku. • W roku 2005 w porównaniu z rokiem 2000 spadła powierzchnia użytków rolnych o 2507,2 tys. ha. W żadnym z województw powierzchnia użytków rolnych nie wzrosła. • Największy spadek powierzchni użytków rolnych zanotowano w województwie Mazowieckim, najmniejszy zaś w województwie Opolskim. • Średnia powierzchnia użytków rolnych przypadająca na województwo spadła od roku 2000 do 2005 o 156,67 tys. ha. • Rozkład powierzchni użytków rolnych obejmujący 50% środkowych województw zmalał znacząco z –0,39 do –0,626. • Pomimo nieznacznego wzrostu współczynnika zmienności o 1,29%, odchylenie powierzchni użytków rolnych od poziomu przeciętnego wzrosło. Jest to spowodowane spadkiem powierzchni użytków rolnych w 2005 roku. • W p.str. = 0,877. Wskaźnik podobieństwa struktur jest wysoki, co wskazuje na silne podobieństwo między strukturami.

  14. Analiza struktury powierzchni zasiewówzboża w 2000 i 2005 roku.

  15. Tabela 3. Powierzchnia zasiewów zboża (w tys. ha) w 2000 roku. Źródło: Rocznik statystyczny województw GUS 2006

  16. Wykres 4. Powierzchnia zasiewów zboża (w tys. ha) w 2000 roku. Źródło: Tabela 3.

  17. Analiza struktury powierzchni zasiewów zboża w 2000 roku. • Tendencja centralna: • Suma ∑ = 8813,6 tys. ha • Średnia = 550,86 tys. ha • Mediana Me = 527,5 tys. ha • Kwartyle Q1 = 310,2 tys. ha Q3 = 651,43 tys. ha • Dyspersja: • Odchylenie standardowe s = 279 tys. ha • Współczynnik zmienności Vs = 50,64 % • Rozstęp R = 892,7 tys. ha • Odchylenie ćwiartkowe Q = 170,6 tys. ha • Współczynnik zmienności VQ = 32,34 % • Asymetria: • Moment trzeci absolutnyµ3 = 17615040,32 • Moment trzeci względnyα3 = 0,81 • Współczynnik skośności A(Q) = -0,274 • Koncentracja • Współczynnik koncentracji PearsonaK = 0,277

  18. Analiza struktury powierzchni zasiewów zboża w 2000 roku. • Tendencja Centralna • Ogólna powierzchnia zasiewów zboża w Polsce w 2000 roku wynosiła 8813,6 tys. ha. • Średnia powierzchnia zasiewów zboża przypadająca na województwo w 2000 roku wynosiła 550,86 tys. ha. • W połowie województw powierzchnia zasiewów zboża była nie większa niż 527,5 tys. ha, natomiast w drugiej połowie nie mniejsza niż 527,5 tys. ha. • W 4 województwach (25%) powierzchnia zasiewów zboża była nie większa niż 310,2 tys. ha, a w pozostałych 12 (75%) województwach nie mniejsza niż 310,2 tys. ha. Natomiast na podstawie kwartylu trzeciego wiadomo, ze w 12 (75%) województwach powierzchnia zasiewów zboża była nie większa niż 651,43 tys. ha, a w pozostałych 4 (25%) województwach nie mniejsza niż 651,43 tys. ha. • Dyspersja • Powierzchnia zasiewów zboża w województwach w 2000 roku odchyla się przeciętnie od średniej o 279 tys. ha, tj. o 50,64 %. • Różnica między największą a najmniejszą powierzchnią zasiewów zboża wynosi 892,7 tys. ha. • Połowa obszaru zmienności 50% środkowych województw wynosi 170,6 tys. ha, tj. o 32,34 %. • Asymetria • Zarówno moment trzeci absolutny jak i względny mają wartości dodatnie, więc rozkład charakteryzuje się asymetrią dodatnią. Na postawie poziomu momentu trzeciego względnego, który wyniósł 0,81, można wywnioskować, iż rozkład charakteryzuje się umiarkowaną asymetrią dodatnią. • Powierzchnia zasiewów zboża środkowych 50% województw charakteryzuje się umiarkowaną asymetrią ujemną. • Koncentracja • Rozkład cechuje słaba koncentracja.

  19. Tabela 4. Powierzchnia zasiewów zboża (w tys. ha) w 2005 roku. Źródło: Rocznik statystyczny województw GUS 2006

  20. Wykres 5. Powierzchnia zasiewów zboża (w tys. ha) w 2005 roku.

  21. Analiza struktury powierzchni zasiewów zboża w 2005 roku. • Tendencja centralna: • Suma ∑ = 8328,9 tys. ha • Średnia = 520,56 tys. ha • Mediana Me = 473,9 tys. ha • Kwartyle Q1 = 282,85 tys. ha Q3 = 633 tys. ha • Dyspersja: • Odchylenie standardowe s = 265,37 tys. ha • Współczynnik zmienności Vs = 50,98 % • Rozstęp R = 879,3 tys. ha • Odchylenie ćwiartkowe Q = 175,075 tys. ha • Współczynnik zmienności VQ = 36,95 % • Asymetria: • Moment trzeci absolutnyµ3 = 16418369,56 • Moment trzeci względnyα3 = 0,88 • Współczynnik skośności A(Q) = -0,09 • Koncentracja • Współczynnik koncentracji PearsonaK = 0,279

  22. Analiza struktury powierzchni zasiewów zboża w 2005 roku. • Tendencja Centralna • Ogólna powierzchnia zasiewów zboża w Polsce w 2005 roku wynosiła 8328,9 tys. ha. • Średnia powierzchnia zasiewów zboża przypadająca na województwo w 2005 roku wynosiła 520,56 tys. ha. • W połowie województw powierzchnia zasiewów zboża była nie większa niż 473,9 tys. ha, natomiast w drugiej połowie nie mniejsza niż 473,9 tys. ha. • W 4 województwach (25%) powierzchnia zasiewów zboża była nie większa niż 282,85 tys. ha, a w pozostałych 12 (75%) województwach nie mniejsza niż 282,85 tys. ha. Natomiast na podstawie kwartylu trzeciego wiadomo, ze w 12 (75%) województwach powierzchnia zasiewów zboża była nie większa niż 633 tys. ha, a w pozostałych 4 (25%) województwach nie mniejsza niż 633 tys. ha. • Dyspersja • Powierzchnia zasiewów zboża w województwach w 2005 roku odchyla się przeciętnie od średniej o 265,37 tys. ha, tj. o 50,98 %. • Różnica między największą a najmniejszą powierzchnią zasiewów zboża wynosi 879,3 tys. ha. • Połowa obszaru zmienności 50% środkowych województw wynosi 175,075 tys. ha, tj. o 36,95 %. • Asymetria • Zarówno moment trzeci absolutny jak i względny mają wartości dodatnie, więc rozkład charakteryzuje się asymetrią dodatnią. Na postawie poziomu momentu trzeciego względnego, który wyniósł 0,88, można wywnioskować, iż rozkład charakteryzuje się umiarkowaną asymetrią dodatnią. • Powierzchnia zasiewów zboża środkowych 50% województw charakteryzuje się bardzo małą asymetrią ujemną. • Koncentracja • Rozkład cechuje słaba koncentracja.

  23. Wykres 6. Analiza porównawcza powierzchni zasiewów zboża w 2000 i 2005 roku. Źródło: Tabela 3 i tabela 4.

  24. Analiza porównawcza powierzchni zasiewów zboża w 2000 i 2005 roku. • W roku 2005 w porównaniu z rokiem 2000 spadła powierzchnia zasiewów zboża o 484,7 tys. ha. W większości województw powierzchnia zasiewów zboża zmalała, jednakże w trzech wzrosła. • Największy spadek powierzchni zasiewów zboża zanotowano w województwie Zachodniopomorskim, najmniejszy zaś w województwie Dolnośląskim. • Największy wzrost powierzchni zasiewów zboża zanotowano w województwie Wielkopolskim, najmniejszy zaś w województwie Opolskim. • Średnia powierzchnia zasiewów zboża przypadająca na województwo spadła od roku 2000 do 2005 o 30,3 tys. ha. • Rozkład powierzchni użytków rolnych obejmujący 50% środkowych województw znacząco wzrósł z –0,274 do –0,09. • Współczynnik zmienności wzrósł minimalnie o 0,34%, jednakże odchylenie powierzchni zasiewów zboża od poziomu przeciętnego zmalało. • W p.str. = 0,733. Wskaźnik podobieństwa struktur jest wysoki, co wskazuje na silne podobieństwo między strukturami.

  25. Analiza współzależności powierzchni użytków rolnych a powierzchnią zasiewów wg województw w 2000 i 2005 roku.

  26. Wpływ powierzchni użytków rolnych na powierzchnię zasiewów zboża w województwach w 2000 roku. Źródło: Tabela 1 i tabela 3.

  27. Wpływ powierzchni użytków rolnych na powierzchnię zasiewów zboża w województwach w 2000 roku. • Korelacja • Współczynnik korelacji liniowej Pearsonar = 0,488 • Regresja • Współczynnik aa = 227,875 • Współczynnik bb = 0,281 • Liniowa funkcja regresjiŷ = 227,875 + 0,281xi • Odchylenie standardowe resztSe = 260,364 • Współczynnik zmienności resztowejVe = 47,26 % • Współczynnik determinacjiR2 = 0,238 • Współczynnik indeterminacji= 0,762

  28. Wpływ powierzchni użytków rolnych na powierzchnię zasiewów zboża w województwach w 2000 roku. • Układ punktów na wykresie ukazuje, że pomiędzy badanymi cechami występuje dodatni liniowy związek korelacyjny. • Współczynnik korelacji liniowej Pearsona wynosi 0,488, co oznacza, że związek między powierzchnią użytków rolnych i powierzchnią zasiewów zbóż w 2000 roku był słaby. • Analizując współczynnik b liniowej funkcji regresji szacuje się, iż wraz ze wzrostem powierzchni użytków rolnych o 1 tys. ha nastąpi wzrost powierzchni zasiewów zboża o 0,281 tys. ha. • Rzeczywiste wartości powierzchni zasiewów zboża odchylają się przeciętnie od wartości teoretycznych oszacowanych za pomocą liniowej funkcji regresji o 260,364 tys. ha. • Odchylenie standardowe reszt stanowi 47,26 % średniej powierzchni zasiewów zboża. • Współczynnik determinacji wynosi 0,238, co oznacza, że w 23,8 % zmienność powierzchni zasiewów zboża została wyjaśniona regresją (jest to zależne od powierzchni użytków rolnych). • Współczynnik indeterminacji wynosi 0,762, co oznacza, ze w 76,2 % zmienność powierzchni zasiewów zboża nie została wyjaśniona regresją (jest to niezależne od powierzchni użytków rolnych).

  29. Wpływ powierzchni użytków rolnych na powierzchnię zasiewów zboża w województwach w 2005 roku. Źródło: Tabela 2 i tabela 4.

  30. Wpływ powierzchni użytków rolnych na powierzchnię zasiewów zboża w województwach w 2005 roku. • Korelacja • Współczynnik korelacji liniowej Pearsonar = 0,95 • Regresja • Współczynnik aa = -59,83 • Współczynnik bb = 0,584 • Liniowa funkcja regresjiŷ = -59,83 + 0,584xi • Odchylenie standardowe resztSe = 88,606 • Współczynnik zmienności resztowejVe = 17,02 % • Współczynnik determinacjiR2 = 0,902 • Współczynnik indeterminacji= 0,098

  31. Wpływ powierzchni użytków rolnych na powierzchnię zasiewów zboża w województwach w 2005 roku. • Układ punktów na wykresie ukazuje, że pomiędzy badanymi cechami występuje dodatni liniowy związek korelacyjny. • Współczynnik korelacji liniowej Pearsona wynosi 0,95, co oznacza, że związek między powierzchnią użytków rolnych i powierzchnią zasiewów zbóż w 2005 roku był bardzo silny. • Analizując współczynnik b liniowej funkcji regresji szacuje się, iż wraz ze wzrostem powierzchni użytków rolnych o 1 tys. ha nastąpi wzrost powierzchni zasiewów zboża o 0,584 tys. ha. • Rzeczywiste wartości powierzchni zasiewów zboża odchylają się przeciętnie od wartości teoretycznych oszacowanych za pomocą liniowej funkcji regresji o 88,606 tys. ha. • Odchylenie standardowe reszt stanowi 17,02 % średniej powierzchni zasiewów zboża. • Współczynnik determinacji wynosi 0,902, co oznacza, że w 90,2 % zmienność powierzchni zasiewów zboża została wyjaśniona regresją (jest to zależne od powierzchni użytków rolnych). • Współczynnik indeterminacji wynosi 0,098, co oznacza, ze w 9,8 % zmienność powierzchni zasiewów zboża nie została wyjaśniona regresją (jest to niezależne od powierzchni użytków rolnych).

  32. Analiza współzależności powierzchni użytków rolnych i zasiewów zboża w 2000 i 2005 roku. Źródło: Tabele 1,2,3 i 4.

  33. Analiza szeregu czasowego. Źródło: Rocznik statystyczny województw GUS 2006

  34. Analiza szeregu czasowego. • Średni przyrost absolutny = -501,44 • Średnie tempo zmian = -2,88 • Średni roczny poziom powierzchni użytków rolnych = 17 017,95 tys. ha • Współczynnik a a = 18964,04 • Współczynnik b b = -556,0257 • Liniowa funkcja trendu ŷ = 18964,04 – 556,0257t (dla t = 1 dla 2000 roku) • Odchylenie standardowe składnika resztowego Se(Y) = 467,135 • Współczynnik zmienności przypadkowej Ve = 2,74 % • Współczynnik determinacji R2 = 0,861 • Współczynnik indeterminacji = 0,139

  35. Analiza szeregu czasowego. • Średni przyrost absolutny jest ujemny, oznacza to, że w latach 2000 – 2005 powierzchnia użytków rolnych malała z roku na rok średnio o 501,44 tys. ha. • W latach 2000 – 2005 powierzchnia użytków rolnych w Polsce malała z roku na rok średnio o 2,88 %. • Średnia roczna powierzchnia użytków rolnych w Polsce w latach 2000 – 2005 wynosił 17 017,95 tys. ha. • Rzeczywista powierzchnia użytków rolnych różni się od wartości oszacowanych funkcją trendu średnio o 467,135 tys. ha. • Na średnią roczną wartość powierzchni użytków rolnych w 2,74 % miały wpływ czynniki o charakterze przypadkowym. • W 86,1 % powierzchnia użytków rolnych jest wyjaśniona zmianami w czasie, a w 13,9 % innymi czynnikami.

  36. Liniowa funkcja trendu.

  37. Koniec.Dziękuję za uwagę.

More Related