Калачова І. В., Трофімова Г.Г. Правова статистика

Подождите немного. Документ загружается.

159

3. Темп приросту Т:

базисний:

ланцюговий:

%0,64100

3602

2307

T

;

%0,64100

3602

2307

T

;

%2,144100

3602

5194

T

;

%9,48100

5909

2887

T

;

%0,191100

3602

6879

T

;

%2,19100

8796

1685

T

і т. д, або

%0,64100)1640,1(

T

;

%0,64100)1640,1(

T

;

%2,144100)1442,2(

T

;

%9,48100)1489,1(

T

;

%0,191100)1910,2(

T

;

%2,19100)1192,1(

T

і т. д.

4. Абсолютне значення 1 % приросту (А%):

базисний:

ланцюговий:

0,64

2307

A

(випадків);

0,64

2307

A

(випадків);

2,144

5194

A

(випадків);

9,48

2887

A

(випадків);

0,191

6879

A

(випадків);

2,19

1685

A

(випадків) і

т. д.

Як бачимо з розрахунків, абсолютне значення 1 % приросту,

обчислене базисним способом для кожного року однакове, тому

обчислюємо його лише ланцюговим способом:

100

3062

A

(випадків);

100

5909

A

(випадків);

100

8796

A

(випадків);

105

100

10481

A

випадків і

т. д.

5. Середньорічні показники динаміки:

Середній абсолютний приріст

1421

7107

18939168528872307









(випадків);

160

або

1421

360210709







(випадків).

Середній темп зростання

244,1973,2018,1004,1192,1489,1640,1





або

244,1973,2

3602

10709





Середній темп приросту

 

%4,241001244,1 T

Середнє абсолютне значення 1 % приросту

105105885936

% 





A

(випадків).

Аналіз наведених розрахунків свідчить про значне зростання

кількості випадків ухилення від сплати податків у досліджувано-

му періоді. Так, 2000 року порівняно з 1995-м кількість ухилень

від сплати податків збільшилась на 7107 випадків або майже

в 3 рази. Помітно, що на початку цього періоду зростання було

більш інтенсивним, ніж наприкінці. У середині періоду найбіль-

ше виділяється 1997 рік, коли кількість випадків ухилення від

сплати податків зросла на 2887 випадків або на 48,9 %, та 1996

рік, коли кількість ухилень від сплати податків збільшилась на

2307 випадків, що на 64,0 % більше, ніж у 1995 році. Найбільш

вагомим був 1 % приросту в 1999 році порівняно з 1998 роком та

у 2000 році порівняно з 1999 роком, який становив 105 випадків.

Щорічно у середньому кількість ухилень від сплати податків

зростала на 1421 випадок або на 24,4 %, у кожному з яких уміщу-

ється 79 випадків.

У багатовимірних динамічних рядах правових показників

можливі попарні порівняння характеристик швидкості розвитку

правових явищ. Найчастіше використовуються базисні темпи

зростання за однакові періоди часу. Здобутий на основі порівнян-

ня базисних темпів зростання двох правових явищ показник нази-

вається коефіцієнтом випередження:







вип

, де



— базисний темп зростання порівнюваного

правового явища;



— базисний темп зростання правового яви-

ща, з яким ведеться порівняння.

Коефіцієнт випередження показує, у скільки разів швидше

зростає рівень одного правового явища порівняно з іншим.

Best books Ageofbook.com

161

Наприклад, кількість зареєстрованих випадків ухилення від

сплати податків у 1996 році становила 5909, а у 2000 році —

10709, кількість виявлених осіб, підозрюваних в ухиленні від

сплати податків, 1996 року становила 3876, а 2000 року— 6308.

Тоді

812,1

5909

10709





;

627,1

3876

6308





1,1

627,1

812,1

вип

k

, тобто кількість випадків ухилення від сплати

податків у 1996—2000 роках збільшувалась в 1,1 раза швидше,

ніж кількість осіб, підозрюваних в ухиленні від сплати податків.

7.3. Методи вивчення

тенденції розвитку правових явищ

Рівні динамічного ряду будь-якого правового показни-

ка змінюються внаслідок дії різноманітних причин і умов. Харак-

тер їх коливання неоднаковий, але в їх зміні можна встановити

певні закономірності, основну тенденцію розвитку. Тенденція —

це певний напрям розвитку, тривала еволюція, яка має характер

зростання, стабільності або зниження рівнів правового явища.

Статистичне вивчення тенденції правових явищ ґрунтується

на розкладанні рівнів динамічного ряду на дві складові:

Еtf

 )(

, де f(t) — основна тенденція, зумовлена впливом

постійно діючих причин;

— залишкові величини, які характе-

ризують наближення реального правового процесу до основної

тенденції розвитку.

Для встановлення тенденції розвитку будь-якого правового

явища треба замінити фактичні рівні цього динамічного ряду на

рівні, обчислені за певною методикою. До найпростіших мето-

дів виявлення тенденції розвитку належить згладжування рівнів

динамічного ряду, укрупнення інтервалів та зімкнення динаміч-

них рядів.

Згладжування передбачає обчислення ковзних середніх за

збільшеними інтервалами часу при послідовному зрушенні на

один рівень динамічного ряду. При цьому первинні коливання

згладжуються і чіткіше проявляється основна тенденція роз-

витку. Важливе значення для виконання цієї процедури має

період згладжування m, який може бути парним або непарним.

На практиці переважно застосовуються непарні періоди згла-

джування (m = 3, 5, 7, …). Ковзна середня відноситься до се-

162

редини k-го періоду згладжування, а ряд ковзних середніх корот-

ший від ряду фактичних рівнів правових показників на (m – 1)

рівень.

При парному періоді згладжування (т = 4, 6, 8, 12) виникає

проблема віднесення ковзних середніх до відповідного періоду

часу, а тому обчислення ковзних середніх завершується центру-

ванням.

Наприклад, у таблиці наведено дані про кількість цивільних

справ, які надійшли до районних судів міста за 10 місяців поточ-

ного року:

Місяці

Кількість

цивільних справ

471

443

718

645

574

808

776

825

843

810

Ковзні середні

кількості

цивільних справ

544

602

646

676

716

803

815

826

Значне коливання кількості цивільних справ не дозволяє помі-

тити певну тенденцію їх зміни. Застосуємо згладжування до рів-

нів цього динамічного ряду, тобто замінимо фактичну кількість

цивільних справ ковзними середніми, обчисленими для трирівне-

вого інтервалу:

;602

645718443

;544

718443471









 yy

646

574645718





y

і т. д.

Замість 10 фактичних рівнів цього ряду отримаємо 8, бо (3– 1 = 2),

тобто фактичний ряд коротший ряду ковзних середніх на 2 рівні.

Перетворений методом згладжування динамічний ряд виявляє чіт-

ку тенденцію зростання кількості цивільних справ, які надійшли

до районних судів міста.

Іноді для виявлення закономірності розвитку правових явищ

доводиться вдаватися до укрупнення інтервалів часу, тобто під-

сумування правових показників за більш тривалі його відрізки.

Цим досягається вирівнювання рівнів динамічного ряду і тенден-

ція їх зміни стає більш помітною.

Best books Ageofbook.com

163

Наприклад, у таблиці наведено дані про кількість зареєстрова-

них злочинів за кожний місяць року:

Місяці

Січень

Лютий

Березень

Квітень

Травень

Червень

Липень

Серпень

Вересень

Жовтень

Листопад

Грудень

Кількість

зареєстро-

ваних

злочинів

2035

1938

2160

2166

2333

2168

2256

2284

2264

2129

2311

2413

6133

6667

6804

7153

Об’єднаємо місячні дані у квартальні і отримаємо динамічний

ряд кількості зареєстрованих злочинів, який чітко відтворює тен-

денцію зростання злочинності.

Недоліком цього способу є втрата уявлення про зміну рівнів

правового показника в середині збільшеного інтервалу часу.

Досить часто дослідженню динаміки будь-яких правових

явищ за тривалі проміжки часу перешкоджають територіальні

зміни, реорганізація управління і т. ін. Щоб дістати порівнювані

дані, використовується прийом зімкнення динамічних рядів.

Наприклад, у зв’язку з укрупненням районів міста межі Го-

лосіївського району змінилися в 2000 році. Кількість розгляну-

тих справ не порівнювана до 2000 року з цим самим показни-

ком після 2000 року. Щоб зімкнути цей ряд, від абсолютних

показників слід перейти до відносних. За базу береться 2000

рік і визначається темп зростання до і після зміни територіаль-

них меж району. Два ряди динаміки з однією базою порівняння

можна замінити зімкненим динамічним рядом кількості розг-

лянутих у суді справ.

Рік

Кількість розглянутих

у суді справ

У відсотках до 2000 року

Зімкнений

ряд

До

реорганізації

Після

реорганізації

До

реорганізації

Після

реорганізації

1998

1999

2000

2001

2002

1700

1640

1600

1690

1970

2050

106

102

100

116

122

106

102

100

116

122

164

Крім згладжування, укрупнення і зімкнення у правовій стати-

стиці застосовуються і більш складні прийоми визначення тенден-

ції розвитку, до яких відноситься аналітичне вирівнювання. На

відміну від перелічених прийомів, аналітичне вирівнювання дає

змогу не тільки встановлювати наявність тенденції розвитку, але

й кількісно її вимірювати.

Суть аналітичного вирівнювання полягає в тому, що тенденція

розвитку описується деякою математичною функцією від часу

(t) –

)(tf

, найбільш близькою до фактичних рівнів правових

показників. Ця функція називається рівнянням тренду. Основою ви-

бору функціонального виду рівняння тренду є аналіз абсолютних

приростів і темпів приросту. Якщо абсолютний приріст рівнів пра-

вового показника стабільний, то для описування такої тенденції ви-

користовується лінійна функція

bta

. Якщо ж стабільними ви-

являються темпи приросту, для описування тенденції використо-

вується показникова функція:

abΥ 

. Для цих функцій t —

порядковий номер періоду часу; а — початковий рівень динамічно-

го ряду, значення правового показника для t = 0. Параметр b харак-

теризує середній абсолютний приріст правового показника для лі-

нійної функції та середній темп зростання — для показникової

функції.

Параметри трендового рівняння визначаються методом най-

менших квадратів, основною умовою якого є

 

.min





Якщо відлік часу t перенести в середину динамічного ряду, то



 0t

. Для непарної кількості рівнів динамічного ряду t стано-

вить – 3, – 2, – 1, 0, 1, 2, 3, для парного – t дорівнює – 5, – 3, – 1,

1, 3, 5. У такому випадку параметри лінійного рівняння тренду

обчислюються за формулами:







;

, які використовуються для прогнозування

зміни правових явищ на найближче майбутнє.

Наприклад, у таблиці наведено дані про кількість неповноліт-

ніх, засуджених за шахрайство, за 1995—2001 роки, осіб:

Рік



1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

– 3

– 2

– 1

– 144

– 114

– 62

154

243

Best books Ageofbook.com

165

Разом

462

148

462

Обчисливши в таблиці необхідні суми, підставимо їх у фор-

мули розрахунку параметрів

462

a

(осіб);

5286,5

148

b

(осіб).

Лінійне рівняння тренду

tΥ

286,566 

. Це означає, що серед-

ньорічна кількість підлітків, засуджених за шахрайство становить

66 осіб, а щорічно в середньому ця кількість підлітків зростала при-

близно на 5 осіб.

Для визначення теоретичних (обчислених за лінійною функцією)

значень кількості підлітків у лінійне рівняння тренду підставимо

значення t:

50)3(286,566

Υ

осіб;

55)2(286,566

Υ

(осіб). Виявлену тенденцію можна поширити на майбутнє. Такий

прийом називається екстраполяцією. Вона дає змогу обчислюва-

ти рівні динамічного ряду за його межами. Очікуваний рівень



на основі лінійного тренду дорівнює

)( ktbaΥ





. Кіль-

кість неповнолітніх, засуджених за шахрайство у 2002 році ста-

новитиме:

87)13(286,566

2002

Υ

осіб, якщо виявлена тенден-

ція збережеться в найближчому році.

7.4. Статистична оцінка коливальності

і сталості правових явищ

Поряд з тенденцією соціально-правовим процесам при-

таманні відхилення від тренду або коливання. Але, якщо при ви-

вченні тенденції коливання сприймалися як «інформаційні шу-

ми», то в подальшому вони є предметом окремого дослідження.

Значення вивчення коливань правових показників очевидне. Роз-

робка і реалізація заходів боротьби з правопорушеннями в різні

періоди часу з боку правоохоронних органів і держави значною

мірою полягає в регулюванні коливань правових процесів.

Типи коливань правових показників різноманітні, але їх мож-

на об’єднати в три такі групи:

 маятникові коливання;

 циклічні довготривалі коливання;

 випадково розподілені у часі коливання.

Найбільш характерними для правопорушень є випадково роз-

поділені у часі коливання, які можуть виникати внаслідок інтер-

ференції багатьох коливань з різними за довжиною циклами або

внаслідок хаотичних коливань головної причини їх існування.

166

Основними показниками, які характеризують силу коливань

рівнів правових показників є показники варіації просторових су-

купностей. Але варіація у просторі відрізняється від коливань у

часі. Перш за все відрізняються їх провідні причини, тобто варіа-

ція значень правової ознаки, яка характеризує діяльність певних

правоохоронних органів (просторових сегментів сукупності), ви-

никає внаслідок відмінностей в умовах їх існування. Інша прин-

ципова відмінність полягає в тому, що значення правової ознаки

в просторовій сукупності можна вважати незалежними одне від

одного, а рівні динамічного ряду, як правило, залежні, бо це по-

казники розвитку певного правового процесу, кожна стадія якого

безпосередньо пов’язана з попереднім його станом. І, по-третє,

варіація у просторовій сукупності вимірюється відхиленнями ін-

дивідуальних значень правової ознаки від середнього її значення,

а коливання рівнів динамічного ряду — відхиленнями від тренду.

На основі якісного змісту поняття коливальності будується і сис-

тема її показників. Показниками сили коливань рівнів динамічного

ряду є амплітуда коливань рівнів правових показників в окремі періо-

ди часу від тренду, середнє абсолютне відхилення від тренду і серед-

нє квадратичне відхилення від тренду. Відносною мірою коливаль-

ності є лінійний і квадратичний коефіцієнти коливальності.

Відхилення фактичних рівнів правового показника

від тео-

ретичних

визначається за формулою:

ttt

ΥyЕ 

, на основі

яких у подальшому обчислюються показники коливальності.

Амплітуду коливань

характеризує різниця між найбільшим

max

і найменшим

min

значеннями відхилень:

minmax

ЕЕR



Середнє абсолютне відхилення — це середня арифметична з

модулів відхилень:





Середнє квадратичне відхилення рівнів правового показника

від тренду дещо більше середнього лінійного (абсолютного) від-

хилення і обчислюється за формулою:

)(





Для порівняння інтенсивності коливань двох і більше право-

вих показників у часі обчислюється коефіцієнт коливальності на

основі:

 середнього абсолютного відхилення

;100

Best books Ageofbook.com

167

 середнього квадратичного відхилення

100







, де

—

середній рівень правового показника динамічного ряду.

Наприклад, продовжимо вивчення динаміки кількості непов-

нолітніх, засуджених за шахрайство, за допомогою показників

коливальності. Обчислимо відхилення фактичних рівнів

цьо-

го показника від теоретичних

, здобутих на основі лінійного

тренду.

Таблиця 7.4

ПОКАЗНИКИ КОЛИВАЛЬНОСТІ КІЛЬКОСТІ НЕПОВНОЛІТНІХ,

ЗАСУДЖЕНИХ ЗА ШАХРАЙСТВО ЗА 1995—2001 роки

Рік

Кількість неповнолітніх,

засуджених за шахрайство

Відхилення

Модулі ві-

дхилень

Квадрати

відхилень

 

Фактична

Теоретична

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

– 2

+ 2

+ 1

– 1

Разом

462

Амплітуда коливань

112 

(особа). Середнє абсолютне

відхилення

86,0



(осіб). Середнє квадратичне відхилення

2,143,1



(осіб). Тобто відхилення фактичної кількос-

ті неповнолітніх, засуджених за шахрайство, від теоретичної за

1995—2001 роки в середньому дорівнює 1 особі.

Коефіцієнти коливальності:

лінійний

%3,1100

86,0



;

168

квадратичний

%8,1100

2,1





, тобто коливальність фактич-

ної кількості неповнолітніх, засуджених за шахрайство, навколо

теоретичної незначна, майже відсутня.

Поняття «сталість» у статистичному вивченні динаміки пра-

вових явищ розглядається в двох аспектах:

1) сталість як протилежна коливальності категорія;

2) сталість напрямку розвитку, тобто сталість тенденції.

У першому аспекті показник сталості може бути лише віднос-

ним і є різницею між одиницею та коефіцієнтом коливальності:



 VR

ст

. Якщо квадратичний коефіцієнт коливальності кіль-

кості неповнолітніх, засуджених за шахрайство, становив 1,8 %,

то показник сталості

%2,988,1100 

ст

. Цей коефіцієнт варіює

в межах від 0 до 100 % і характеризує наближення фактичних рі-

внів правового показника до тренду.

Але коефіцієнт сталості зовсім не залежить від характеру

тренду. Незначна коливальність і висока сталість можуть існу-

вати і при повному застої в розвитку правового явища. Ста-

лість у другому аспекті характеризує напрям розвитку рівнів

правового показника. З такого погляду повною сталістю вва-

жається така зміна рівнів правового показника, коли кожний

наступний рівень або більший (стале зростання), або менший

(стале зниження) усіх попередніх рівнів. Будь-яке порушення

цієї послідовності свідчить про неповну сталість рівнів дина-

мічного ряду.

Показником сталості в даному випадку може бути коефіцієнт

кореляції рангів Ч. Спірмена:

)1(







де n — кількість рівнів динамічного ряду; d — різниця рангів рів-

нів динамічного ряду і номерів періодів часу.

За повного збігу рангів рівнів динамічного ряду і номерів пе-

ріодів часу за хронологічним порядком коефіцієнт кореляції ран-

гів дорівнює + 1. Це відповідає повній сталості зростання рівнів.

При повній протилежності рангів рівнів динамічного ряду рангам

періодів часу коефіцієнт Спірмена дорівнює – 1, що свідчить про

повну сталість зниження рівнів. При будь-якому чередуванні ран-

Best books Ageofbook.com

169

гів коефіцієнт близький до 0, що означає несталість тенденції

розвитку.

За даними таблиці 7.4 ранги кількості неповнолітніх, засудже-

них за шахрайство, співпадають з номерами періодів часу, тобто



 0

, а коефіцієнт кореляції рангів

)149(7

1 







Це є свідченням повної сталості зростання кількості неповно-

літніх, засуджених за шахрайство, у 1995—2001 роках.

7.5. Характеристика сезонних

коливань правових показників

Багатьом суспільним процесам, у тому числі і право-

вим, властиві внутрішньорічні коливання, викликані специфікою

розвитку правових явищ в окремі періоди року. Ці коливання

можуть повторюватися протягом тривалого часу і їх прийнято

називати сезонними. Сезонність притаманна і правопорушенням —

цивільним чи кримінальним. Помічено, що житлові справи пос-

тупають у суди найбільш інтенсивно весною і на початку літа;

найбільша кількість злочинів реєструється весною (у березні) і

восени (у жовтні), а найменша — у літні місяці (липень) та зи-

мою (грудень, січень); кількість дорожньо-транспортних пригод

різко збільшується у весняно-літній період і т. п. Причини подіб-

них тенденцій різні. Можна зробити припущення, що кількість

зареєстрованих правопорушень якимось чином пов’язана з актив-

ністю роботи правоохоронних органів у період літніх відпусток

та на початку року.

Вивчення сезонності правових явищ обумовлене необхідністю

відповідної організації управлінської діяльності у правоохорон-

них органах. У ході статистичного аналізу сезонності розв’язу-

ються такі завдання:

 визначення наявності сезонності, кількісна оцінка прояву

сезонних коливань і встановлення їх сили на різних фазах річно-

го циклу;

 характеристика факторів, які викликають сезонні коливання;

 оцінювання наслідків, до яких призводить наявність сезон-

них коливань;

 статистичне моделювання сезонності.

Вимірюються сезонні коливання за допомогою індексів се-

зонності, сукупність яких утворює сезонну хвилю. Існує декілька

способів обчислення індексів сезонності. Найпростіший спосіб

полягає у визначенні співвідношення фактичного рівня правово-

170

го показника (

) за окремий місяць протягом одного року до се-

редньомісячного рівня (

) за формулою:

100

сез

, де





Розглянемо приклад обчислення індексів сезонності кількості

виявлених осіб, скоївших економічні злочини в м. Києві, на ос-

нові середньомісячного рівня (табл. 7.4).

Таблиця 7.4

ІНДЕКСИ СЕЗОННОСТІ КІЛЬКОСТІ ВИЯВЛЕНИХ ОСІБ,

СКОЇВШИХ ЗЛОЧИНИ В м. КИЄВІ

Місяць

Кількість

виявлених осіб

Індекси

сезонності, %

100

сез

)100( 

сез

Січень

Лютий

Березень

Квітень

Травень

Червень

Липень

Серпень

Вересень

Жовтень

Листопад

Грудень

161

279

210

169

151

260

108

140

215

160

128

178

91,5

158,5

119,3

96,0

85,8

147,7

61,4

79,5

122,2

90,9

72,7

101,1

8,5

58,5

19,3

4,0

14,2

47,2

38,6

20,5

22,2

9,1

27,3

1,1

72,3

3422,3

372,5

16,0

201,6

2227,8

1490,0

420,3

492,8

82,8

745,3

1,2

У цілому

2116

100,0

270,5

9544,9

Середньомісячний рівень дорівнює

176

2116

y

осіб, а ін-

декс сезонності для січня

%5,91100

176

161



ceз

, для лютого

%5,158100

176

279



ceз

і т. д.

Графічно сезонні коливання зображаються у вигляді сезонної

хвилі (рис. 7.2).

Best books Ageofbook.com

171

100

110

120

130

140

150

160

I II III IV V VI VII VIII IX X XI XII

Місяці

Індекс сезонності

Рис. 7.2 Сезонна хвиля кількості осіб, які скоїли

економічні злочини в м. Києві

При цьому на осі Х відкладаються місяці, а на осі Y — індекси

сезонності. На рівні 100 % проводиться лінія паралельно осі Х,

яка дає змогу чітко виділяти піки та спади правового показника

протягом року.

Рисунок сезонної хвилі кількості виявлених осіб, скоївших

економічні злочини, показує, що піки цього показника припада-

ють на лютий, червень і вересень, а спади — на травень, липень і

листопад, причому найвищий рівень спостерігається в лютому,

а найнижчий — у липні.

Місячні дані за один рік недостатньо надійні для виявлення

сезонних коливань. Тому використовуються місячні показники за

декілька років, найчастіше за три. Індекси сезонності обчислю-

ються за тими самими формулами, але на основі середньомісяч-

них рівнів правового показника за три роки:

321

yyy





. За-

гальний середньомісячний показник дорівнює сумі всіх фактич-

них місячних показників за три роки, поділеній на кількість

місяців, тобто на 36:





Спочатку можна визначити також індекс сезонності для кож-

ного року з трирічного періоду часу, а потім обчислити серед-

ньомісячні індекси сезонності для кожного місяця (січня, лютого,

березня і т. д.):

172

;

321

сезсезсез

сез

ІІІ





сезсезсез

сез

ІІІ

ІІ





і т. д.

Результати цих розрахунків повністю збігатимуться з попе-

редніми.

Узагальнювальними характеристиками сезонності є:

1) розмах сезонності

minmax

сезсезсез

IIR 

;

2) лінійний коефіцієнт сезонності

100







сез

;

3) квадратичний коефіцієнт сезонності

 

100







сез

Квадратичний коефіцієнт сезонності використовується для по-

рівняння інтенсивності сезонних коливань правових показників.

Чим більший квадратичний коефіцієнт сезонності, тим інтенсив-

ніші сезонні коливання.

Продовжуючи наведений приклад, можна встановити, що

амплітуда сезонних коливань (розмах сезонності) кількості ви-

явлених осіб, скоївших економічні злочини, становить:



сез

1,974,615,158 

п. п.; лінійний коефіцієнт сезонності



сез

5,22

5,270



п. п., а квадратичний

2,28

9,9544



сез

п. п. Це

означає, що індекси сезонності кількості виявлених осіб, скоїв-

ших економічні злочини, змінюються в межах 97,1 п. п., а ін-

декс сезонності цього показника в окремому місяці відрізняєть-

ся від середньомісячного рівня (узятого за 100 %) у середньому

на 28,2 п. п.

На основі індексів сезонності та середньомісячних показників

можна обчислити очікувані значення правових показників у кож-

ному місяці. Для цього достатньо середньомісячні показники по-

множити на відповідні індекси сезонності. Можна побудувати

також сезонну хвилю правових показників на найближчий рік.

За наявності інформації можливе визначення сезонних коли-

вань і за коротші ніж місяць періоди часу (тижні, дні, години

протягом доби), що має важливе значення для організації опера-

тивної роботи правоохоронних органів.

7.6. Аналіз структурних зрушень

у правових процесах

Best books Ageofbook.com

173

Структура будь-якого правового явища динамічна. Змінюєть-

ся з часом, наприклад, склад злочинів за видами, статево-віковий,

соціальний, освітній склад правопорушників, склад засуджених

за видами злочинів або мірами покарання. Зміна часток окремих

складових частин правового явища — це наслідок структурних

зрушень.

Структурні зрушення оцінюються за допомогою абсолютних і

відносних характеристик динаміки:

 абсолютного приросту j-ї частки у відсоткових пунктах:

01 jjj

ddd 

;

 темпу зростання j-ї частки:



, де

— частка j-ї

складової правового явища у поточному періоді;

— частка j-ї

складової правового явища у базисному періоді.

Для узагальнювальної характеристики інтенсивності струк-

турних зрушень правових явищ застосовуються лінійний

квадратичний



коефіцієнти. Вони обчислюються на основі абсо-

лютних приростів часток

d

лінійний коефіцієнт







;

квадратичний коефіцієнт

 







, де n — кіль-

кість складових правового явища.

Розглянемо приклад розрахунку показників структурних зру-

шень у складі посадових злочинів (табл. 7.5).

Таблиця 7.5

СТРУКТУРА КІЛЬКОСТІ ЗАРЕЄСТРОВАНИХ

ПОСАДОВИХ ЗЛОЧИНІВ В УКРАЇНІ ЗА 1990—2000 роки

Вид посадового

злочину

Кількість

зареєстрова-

них злочинів,

випадків

Структура

злочинів, %

Показники

структурних

зрушень

 

01 jj

dd 

1990

2000

1990

2000

абсо-

лютні,

п. п.

від-

носні

174

Зловживання вла-

дою або посадовим

становищем

594

7546

18,6

35,1

+ 16,5

1,887

272,25

Перевищення влади

або посадових пов-

новажень

139

808

4,3

3,8

– 0,5

0,132

0,25

Халатність

777

2931

24,3

13,6

– 10,7

0,600

114,49

Одержання хабара

420

1527

13,1

7,1

– 6,0

0,542

36,00

Посередництво в ха-

барництві

1,8

0,4

– 1,4

0,222

1,96

Давання хабара

524

654

16,4

3,0

– 13,4

0,183

179,56

Посадовий підлог

686

7974

21,5

37,0

– 15,5

1,721

240,25

Усього

3199

21 535

100,0



844,76

Розрахунок показників структурних зрушень виконується, на-

приклад, по зловживанню владою або посадовим становищем та-

ким чином:

5,166,181,35

d

п. п.;

887,1

6,18

1,35



За даними таблиці 7.5 можна спостерігати, що найбільшу част-

ку в загальній кількості посадових злочинів у 1990 році станови-

ла халатність, яка скоротилась у 2000 році на 10,7 п. п. Скорочу-

ється також частка випадків давання хабара, яка у 1990 році

становила 16,4 %, що на 13,4 п. п. менше, ніж у 2000 році. Це

найбільш вагоме скорочення частки як в абсолютному, так і у ві-

дносному виразі. В 1,9 раза або на 16,5 п. п. зросла у 2000 році

частка випадків зловживання владою або посадовим становищем

та в 1,7 раза або на 15,5 п. п. — частка випадків посадового під-

логу, що вимагає посиленої уваги з боку правоохоронних органів.

Узагальнювальний показник структурних зрушень



0,11

76,844



п. п. показує, що частка посадових злочинів

окремого виду в 2000 році відрізняється від частки посадових

злочинів цього самого виду в 1990 році в середньому на 11,0 п. п.

Питання і завдання для самоконтролю

1. Що називається динамічним рядом? З яких елементів він скла-

дається?

Best books Ageofbook.com

175

2. За статистичною природою правових показників ряди динаміки

поділяються на: а) первинні і похідні; б) моментні і інтервальні; в) ряди

абсолютних і відносних правових показників.

3. Інтервальний ряд динаміки характеризує рівень розвитку право-

вого явища: а) на певні моменти часу; б) за певні періоди часу.

4. Моментним динамічним рядом є: а) кількість жінок, які перебу-

вали у виправних колоніях посиленого режиму на кінець 1995—2003

років; б) залишок незакінчених розслідуванням кримінальних справ у

прокуратурі м. Києва на початок кожного кварталу поточного року.

5. Інтервальним динамічним рядом є: а) розподіл злочинів у сфері

службової діяльності за видами у 2003 році; б) кількість виявлених осіб,

які скоїли службове підроблення за 1995—2003 роки.

6. Сума накладеного штрафу за адміністративні правопорушення у

сфері житлово-комунального господарства за 1995—2003 роки — це ряд

динаміки: а) моментний; б) інтервальний. Середній рівень цього ряду об-

числюється за формулою середньої: в) арифметичної; г) хронологічної.

7. Залишки незакінчених цивільних справ у районному суді на по-

чаток кожного місяця І півріччя — це ряд динаміки: а) моментний;

б) інтервальний. Середній рівень цього ряду обчислюється за форму-

лою: в) середньої арифметичної; г) середньої хронологічної.

8. Чим відрізняються ланцюгові і базисні характеристики динаміки

правових показників?

9. Кількість виявлених осіб, які здійснювали випуск або реалізацію

недоброякісної продукції, становила у 1996 році — 11, 1997 — 16, 1998 —

23, 1999 — 31, 2000 — 44, 2001 — 58, 2002 — 73. Обчисліть і проаналі-

зуйте абсолютний приріст кількості виявлених осіб, які займалися ви-

пуском або реалізацією недоброякісної продукції ланцюговим і базис-

ним способом. Покажіть взаємозв’язок між ними.

10. Кількість зареєстрованих випадків схилення до вживання наркотич-

них засобів становила у 1997 році — 192, 1998 — 245, 1999 — 271, 2000 —

385, 2001 — 375, 2002 — 398. Обчисліть і проаналізуйте темпи зростання і

темпи приросту цього показника ланцюговим і базисним способом. Пока-

жіть взаємозв’язок між ланцюговим і базисним темпами зростання.

11. Базисний абсолютний приріст дорівнює: а) сумі ланцюгових аб-

солютних приростів; б) добутку ланцюгових абсолютних приростів. Ба-

зисний темп зростання дорівнює: в) сумі ланцюгових темпів зростання;

г) добутку ланцюгових темпів зростання.

12. Кількість випадків перевищення влади або посадових повнова-

жень становила у 1997 році — 562, 1998—575, 1999—643, 2000—808,

2001—1043, 2002—1329. Обчисліть і проаналізуйте абсолютне значен-

ня 1 % приросту цього правового показника двома способами: 1) на основі

абсолютного приросту; 2) на основі попереднього рівня ряду.

13. Кількість засуджених іноземних громадян з далекого зарубіж-

жя на початок року становила, осіб: 1996—58, 1997—66, 1998—101,

1999—113, 2000—131, 2001—146. Обчисліть середньорічну кількість

засуджених іноземних громадян.

176

14. Кількість випадків одержання хабара у 1998 році становила 1286,

а у 2000—1527. Обчисліть і проаналізуйте середньорічний темп зрос-

тання і темп приросту цього показника.

15. Кількість осіб, притягнутих до адміністративної відповідальності

за посягання на встановлений порядок управління, у 1990 році станови-

ла 327,0 тис. чол., у 1995 році — 541,5 тис., а у 2000 році — 393,9 тис.

Обчисліть середньорічний абсолютний приріст кількості осіб, притяг-

нутих до адміністративної відповідальності, за 1990—1995 роки,

1995—2000 роки та 1990—2000 роки.

16. Склад організованих злочинних груп за тривалістю їх діяльності

характеризується такими даними:

Тривалість діяльності

груп, років

Частка кількості організованих злочинних груп, %

1998

2000

До 1 року

1—2

3—6

6 і більше

67,7

26,9

5,4

0,0

68,0

24,2

7,3

0,5

Разом

100,0

Обчисліть і проаналізуйте абсолютні та відносні показники струк-

турних зрушень у складі організованих злочинних груп за тривалістю їх

діяльності.

17. Склад засуджених до позбавлення волі за строком покарання ха-

рактеризується такими даними:

Строк покарання,

років

Частка засуджених, %

1990

2000

До 2 років

2—5

Понад 5

26,0

53,5

20,5

33,6

51,2

15,2

Разом

100,0

Обчисліть і проаналізуйте квадратичний коефіцієнт структурних

зрушень у складі засуджених за строком покарання.

18. Що називається тенденцією розвитку? Наведіть приклади тенденції

зміни правових показників залежно від напрямку розвитку.

19. Динаміка кількості злочинів проти держави, зареєстрованих в

Україні, характеризується такими даними:

Best books Ageofbook.com

177

Роки

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

Кількість

злочинів,

тис.

0,67

0,75

2,94

4,53

6,12

12,79

8,44

7,04

6,82

5,88

4,91

Проведіть згладжування динамічного ряду методом ковзної середньої.

Обґрунтуйте період згладжування. Зробіть висновок щодо загальної

тенденції розвитку злочинності проти держави.

20. Динаміка кількості посадових злочинів, зареєстрованих в Укра-

їні, характеризується такими даними:

Роки

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

Кількість зло-

чинів, тис.

4,4

5,8

8,2

11,8

15,7

18,7

21,5

Опишіть тенденцію зростання кількості посадових злочинів ліній-

ним трендом. Поясніть зміст параметрів трендового рівняння. Припус-

каючи, що виявлена тенденція збережеться, визначте очікуваний рівень

кількості посадових злочинів у 2002 році.

21. Використовуючи фактичні і теоретичні рівні кількості зареєст-

рованих посадових злочинів, обчислених у завданні 20, визначте та

проаналізуйте показники коливальності.

22. Кількість зареєстрованих економічних злочинів у м. Києві харак-

теризується такими даними, випадків: січень — 453, лютий — 528, бе-

резень — 408, квітень — 349, травень — 344, червень — 370, липень —

245, серпень — 283, вересень — 414, жовтень — 240, листопад — 252,

грудень — 140.

23. Обчисліть індекси сезонності, розмах сезонності та квадратич-

ний коефіцієнт сезонності кількості зареєстрованих економічних зло-

чинів. Побудуйте сезонну хвилю цього правового показника.

Best books Ageofbook.com