1

Tööhõive disproportsioonide analüüs piirkonna omavalitsustes tervikuna ning suurte ja keskmise suurusega, väike- ja mikroettevõtete kontekstis viidi läbi Rjabtsevi indeksi abil, mille peamine eelis teiste nihke mõõtmise meetodite ees. arvudes hõivatud elanikkond vabariigi piirkondades on see, et selle väärtus ei sõltu ehitiste astmete arvust, see tähendab omavalitsuste arvust, seega pole ülehindamist. struktuurimuutused, samuti skaala olemasolu struktuuride erinevuste olulisuse hindamiseks indeksi järgi. Suur- ja keskmise suurusega ettevõtete keskmise töötajate arvu struktuurinäitajate võrdlus näitas, et suurte ja keskmise suurusega ettevõtete töötajate arvu järkjärgulise vähendamise protsessid olid sarnase dünaamikaga igas Mari Eli Vabariigi territoriaalüksuses, samas kui väikeettevõtlussüsteem mitte ainult ei lakka olemast, vaid ka laieneb pidevalt, kuigi Muidugi on väikeettevõtluse arengutase Mari Eli Vabariigis endiselt äärmiselt madal. Selle teke on tootmise praeguse kontsentratsiooni tõttu aeglustunud, ebastabiilne majanduslik olukord, voolu puudused maksuseadusandlus, nõrk riigi toetus, mistõttu on vaja suurendada majanduslik efektiivsus omavalitsused.

piirkondlik tööhõive struktuur

valdade elanike tööhõive

Ryabtsevi indeks

struktuuri erinevuse tase

1. Bredneva L.B. Habarovski territooriumi majanduse struktuuri ja struktuurierinevuste uurimine // KhSAEP-i bülletään. - 2011. - nr 1 (52). - Lk 4-10.

2. Podzorov N.G. Analüüs tegurite mõju bruto mahule ja struktuurile piirkondlik toode Mordva Vabariik [ Elektrooniline ressurss]. - URL: http://sisupr.mrsu.ru/2010-1/pdf/podzorov3.pdf.

3. Mari El: statistika aastaraamat “Mari Vabariik” / Territoriaalorgan Föderaalne teenistus Mari Eli vabariigi riiklik statistika. - Joškar-Ola, 2011. - 464 lk.

4. Statva A.L. Omski piirkonna elanikkonna tööhõive geograafiline analüüs: abstraktne. dis. ...kann. geogr. Sci. - Barnaul, 2005. - 24 lk.

5. Utinova S.S. Tööhõive ja tööturg transformatsiooni tingimustes Venemaa majandus: autori kokkuvõte. dis. ... dok. ökon. Sci. - M., 2003. - 48 lk.

Turumuutuste üks peamisi ja raskemaid ülesandeid on tõhusalt toimiva, dünaamilise ja tsiviliseeritud tööturu kujundamine. Riik on lakanud olemast ainuke tööhõive garant ja praegustes tingimustes otsustab iga inimene ise, kas ta töötab või mitte. Idee tööhõive rollist on radikaalselt muutunud. Sotsiaalsete ja töösuhete muutumise tulemused ja tagajärjed peegelduvad muutustes hõivatutes ja selle struktuuris, mis makromajanduslike tegurite mõjul on allutatud edasistele moonutustele, mis vähendavad majandusaktiivsust ja elukvaliteeti. Eelkõige on see tingitud hõive ümberstruktureerimisest, mis on tingitud struktuurimuutustest.

Tööhõive ja selle reguleerimisprotsesside uurimiseks piirkonnas on soovitatav läbi viia sellesse kuuluvate piirkondade tüpoloogia, kuna Mari Eli Vabariik ei toimi ühtse monoliidina, vaid piirkondade kogumina, millel on oma eripärad. tööhõive, prioriteedid ja arenguväljavaated.

Tööhõive analüüsimiseks vabariigi 17 haldusüksuses (3 linnaosas ja 14 munitsipaalrajoonis) kasutasime kahe ajaperioodi - 2000 ja 2010 - andmeid. - väärtused on järgmised näitajad:

• hõivatute arv (kokku), inimesed, arvutatud ILO metoodika järgi aasta lõpu tööhõiveprobleemide valikuuringute põhjal;
• keskmine aastane töötajate arv suur- ja keskmise suurusega ettevõtetes, inimesed, arvutatud organisatsioonide ja ettevõtete aasta andmete alusel;
• aasta keskmine töötajate arv väike- ja mikroettevõtetes, inimesed, arvutatud organisatsioonide ja ettevõtete aasta andmete järgi.

Analüüs koguarv hõivatud näitas, et suurem osa kogu hõivatud elanikkonnast nii 2000. kui ka 2010. aastal. moodustasid linnaosad: vastavalt 63,4 ja 60,5%. 2000. aastal oli hõivatute osatähtsus töötajate koguarvust 53,7% - Joškar-Ola; 6,6% - Volžsk, 3,0% - Kozmodemjansk. Üsna suur osa kogu hõivatud elanikkonnast kuulus sel ajal Gornomariski (4,5%) ja Zvenigovski rajooni (3,5%).

2010. aastal moodustas Joškar-Ola jätkuvalt suurima osa töötajatest - 46,2%. Kuid kui uuritaval perioodil vähenes Mari Eli Vabariigi pealinna töötajate arv enam kui 18 tuhande inimese võrra, siis Volžski ja Kozmodemjanski linnad ei suurendanud uuritaval perioodil mitte ainult oma osakaalu töötajate arv vastavalt 8,2 ja 3,8 protsendile, kuid suurendas ka oma territooriumil töötajate koguarvu absoluutväärtusi vastavalt 28,2 ja 32,0 protsenti. Munitsipaalrajoonidest olid hõivatute arvult 2010. aastal liidrid Medvedevski rajoon, mis andis tööd 9,3%-le vabariigi hõivatud elanikkonnast, ja Zvenigovski rajoon, kus töötas 5,9% hõivatutest. Sellised ebaproportsioonid tööhõives on seotud eelkõige ettevõtete geograafilise jaotusega vabariigi territooriumil, mis asuvad valdavalt piirkonna linnades, mis loomulikult teenib täiendav tegur linnade rolli suurendamine ühiskonna arengus – linnastumine.

Suurte ja keskmise suurusega ettevõtete keskmise töötajate arvu analüüs näitas, et selle grupi töötajate vähenemine toimus uuringuperioodil kõikjal. Eriti paistavad silma Paranginsky, Mari-Tureksky, Kuzhenersky ja Novotoryalsky linnaosad, kus analüüsitava näitaja kasvumäärad olid vastavalt 34,8, 39,0, 40,2 ja 40,7%. Üldise taustaga paistab märkimisväärselt silma Medvedevski linnaosa, kus selle grupi ettevõtete keskmine töötajate arv vähenes vaid 9,0%. 2000. aastal oli 54,9% suurte ja keskmise suurusega ettevõtete keskmisest töötajate arvust linnades (Joškar-Ola - 42,4%, Volžsk - 8,3%, Kozmodemjansk - 4,2%). Ringkondadest paistsid suurte ja keskmiste ettevõtete töötajate arvu poolest silma Zvenigovski (6,2%) ja Medvedevski (9,6%). Sarnast olukorda täheldati ka 2010. aastal.

Mis puudutab väikeettevõtteid, siis siin on pilt mõnevõrra erinev. Kui 2000. aastal töötas vabariigi linnaosades väikeettevõtetes 16 013 inimest ja see moodustas 86,3% selle grupi töötajate koguarvust (76,4% töötas Joškar-Ola linnas), siis aasta lõpuks. 2010. aastal jäi vaatamata selle grupi töötajate arvu muljetavaldavale kasvule linnadesse vaid 68,8% hõivatutest (Joshkar-Olas 58,6%). Eriti märkimisväärset edu on väikeettevõtete arendamisel saavutanud Medvedevsky ja Morkinsky linnaosad. Kui 2000. aastal oli nende kogupanus väike- ja mikroettevõtete keskmisesse töötajate arvu veidi üle ühe protsendi, siis 2010. aastaks andis Medvedevski rajoon juba 6,0% ja Morkinski rajoon 2,2%.

Joonisel 1 on toodud uuritud näitajate kasvumäärad 2010/2000. Medvedevski rajoonis oli kõigi tööhõivenäitajate puhul suurim kasvumäär. Siin ulatus töötajate koguarvu kasv 275,6%-ni, mille põhjuseks on eelkõige väikeettevõtete teke ja areng, mille keskmine töötajate arv kasvas 16,4 korda. Vastupidi, Jurinski piirkond saavutas koguhõive vähenemise 51,9% taustal väikeettevõtete arendamisel kõige ebaolulisema edu. Selle grupi ettevõtete keskmise töötajate arvu kasvutempo oli vabariigi teiste haldusüksustega võrreldes väikseim - vaid 262,4%.

Riis. 1. Aasta keskmise töötajate arvu kasvutempoomavalitsuste kontekstis.

Keskmise töötajate arvu kasvutempo vabariigi suurtes ja keskmise suurusega ettevõtetes ei ületanud 90,9% (Medvedevski rajoon). Ainuüksi linnaosades oli selle näitaja keskmine kasvumäär vaid 73,0%.

Selle näitaja negatiivne dünaamika on tingitud ennekõike suurte ja keskmise suurusega ettevõtete ja organisatsioonide arvu vähenemisest Mari Eli Vabariigi territooriumil, mis omakorda on tingitud suuremate ettevõtete kunstlikust killustatusest. hüvitiste saamiseks või lihtsamaks maksurežiim, samuti piirkonna ettevõtete omandivormide ümberjagamine. Ettevõtete arv riigi vorm omandiõigus õppeperioodil vähenes 861-lt 746-le, millest vabariiklik omandivorm - 565-lt 431-le.

Väikeettevõtluse arendamise probleemid nii riigis tervikuna kui ka vabariigis on viimasel ajal pälvinud üsna suurt tähelepanu: antakse välja Vene Föderatsiooni presidendi seadlusi, valitsuse dekreete ja otsuseid. kohalikud omavalitsused ametiasutused, erinevad spetsiaalsed fondid ja muud väikeettevõtteid toetavad infrastruktuuri elemendid, kuna väikeettevõtetel on kaupade ja teenuste turul silmapaistev koht, on nad kõige vastuvõtlikumad muutuvatele tingimustele ja kasutuselevõtule. uus tehnoloogia, arenenud tehnoloogiate kasutamine. Kasutades individuaalne ettevõtlus Lahendatakse sotsiaalseid probleeme nagu uute töökohtade loomine ja muud kohalikud probleemid. Ainuüksi viimase kümne aastaga on väikeettevõtete arv kasvanud 542 ühiku võrra, samas kui keskmine töötajate arv on kasvanud sama ajaga 2,4 korda.

Turusuhetele üleminek tõi kaasa majanduse ümberkujunemise, mille objektiivse peegelduse määrab suuresti üldise teabe kättesaadavus struktuurimuutuste kohta. Struktuurinäitajate ja nende dünaamika uurimise prioriteet on tingitud vajadusest esitada objektiivne, kvalitatiivne, täielik teave, kajastades adekvaatselt analüüsitud suundumusi tööhõives, et valitsusasutuste juhid saaksid teha tõhusaid juhtimisotsuseid.

Samal ajal tõlgendati kõrvutiasuvate perioodide puhul tööealise elanikkonna struktuuri lahknevusi valdavalt elanikkonna tööhõives omavalitsuste kontekstis "struktuuride identiteedina", kasutati V.M. Ryabtseva - struktuursete erinevuste integraalkoefitsient - kriteerium :

(1)

kus ja on kahe struktuuri spetsiifilised gradatsioonid; - astmete arv.

Selle indeksi eeliseks teiste vabariigi piirkondades hõivatute arvu muutuste mõõtmise meetodite ees on see, et selle väärtus ei sõltu struktuuride astmete arvust ehk omavalitsuste arvust, mistõttu on struktuursete muutuste ülehindamist ei ole, aga ka mõõtkava hindamise skaala olemasolul struktuuride erinevuste olulisust indeksite kaupa (tabel 1).

Tabel 1 - Rjabtsevi indeksi järgi töötajate arvu erinevuste olulisuse hindamise skaala

Väärtuste vahemik	Meetme omadusedstruktuursed erinevusedtööhõives	Väärtuste vahemik	Meetme omadusedstruktuursed erinevusedtööhõives
	Konstruktsioonide identiteet		Märkimisväärne struktuursete erinevuste tase
			Väga oluline struktuursete erinevuste tase
			Vastandtüüpi struktuurid
		0,901 ja rohkem	Täielik vastand struktuuridele

Mari Eli Vabariigi omavalitsuste hõive struktuuri erinevuste olulisuse hindamiseks arvutati Rjabtsevi indeksite väärtused aastate lõikes ajavahemikul 2000–2010 iga eelnevalt käsitletud töökoha kohta. näitajad: hõivatute arv (kokku), inimest; keskmine aastane töötajate arv suurtes ja keskmise suurusega ettevõtetes, inimesed; keskmine aastane töötajate arv väike- ja mikroettevõtetes, inimest.

Tabel 2 - Hinnang struktuuriliste erinevuste olulisusele tööhõives RME omavalitsustes

Periood	Ryabtsevi indeks(hõivatud elanikkond, kokku)	Tõlgendamine	Ryabtsevi indeks(tööhõive suurtes ja keskmise suurusega ettevõtetes)	Tõlgendamine	Ryabtsevi indeks(tööhõive väikestes ja mikro-ettevõtted)	Tõlgendamine
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Märkimisväärne struktuursete erinevuste tase
		Madal struktuurierinevuste tase		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet
		Konstruktsioonide identiteet		Väga madal struktuurierinevuste tase		Väga madal struktuurierinevuste tase
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Väga madal struktuurierinevuste tase
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Väga madal struktuurierinevuste tase
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Väga madal struktuurierinevuste tase
		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet		Konstruktsioonide identiteet
		Madal struktuurierinevuste tase		Madal struktuurierinevuste tase		Madal struktuurierinevuste tase

Tabelist 2 nähtub, et kogu vaatlusperioodi (2010. aastast ja 2000. aastast) hõivatute arvu struktuurinäitajate võrdlemisel oli kriteeriumi väärtus 0,098, mis viitab tööga hõivatud elanikkonna arvu struktuuride erinevuste madalale tasemele. vabariigi valdades.

Lähenevatel ajaperioodidel tõlgendati kogu töötava elanikkonna struktuuris esinevaid lahknevusi enamasti "struktuuride identsusena", mis näitab, et muutused hõivatute arvu jaotuses haldusüksuste sees kulgesid väga aeglases tempos ( joonis 2).

Riis. 2. Tööhõive struktuurimuutuste dünaamika vabariigis.

Kõige olulisemad struktuurimuutused vaatlusalusel perioodil iseloomustasid väikeettevõtteid linnaosades ja munitsipaalpiirkondades.

Väikeettevõtetes töötavate "struktuuride erinevuse oluline tase" täheldati aastatel 2003-2004, mil keskmise töötajate arvu kasvutempo väike- ja suurettevõtted vabariigist moodustas 125,4%. Tolleaegsel üldisel taustal paistis eriti tugevalt silma Gornomari rajoon, kus vaid aastaga kasvas selle grupi keskmine töötajate arv üle 8 korra, samal ajal kui vabariigi linnaosades väikeettevõtted soikusid.

Viimasel kümnendil on enamikus piirkonna haldusüksustes väikeettevõtete arv tavatult kiirelt kasvanud. Pidevalt muutuv (väikeettevõtted tekivad kiiresti, aga võivad kiiresti pankrotti minna) väikeettevõtlussüsteem mitte ainult ei lakka olemast, vaid ka pidevalt laieneb, kuigi loomulikult Mari Vabariigi väikeettevõtete arengutase. El on ikka ülimalt madal. Selle teket takistab praegune tootmise koondumine, ebastabiilne majandusolukord, kehtivate maksuseaduste ebatäiuslikkus ja nõrk valitsuse toetus.

Omavalitsuste majandusliku efektiivsuse tõstmise vajadus seab territooriumidele uued väljakutsed, mis on eelkõige seotud konkurentsivõimelise mudeli valikuga. piirkondlik majandus võimaldab olemasolevat potentsiaali maksimaalselt ära kasutada.

Arvustajad:

• Katkov Nikolai Semenovitš, arst majandusteadused, professor, Riigieelarvelise Kutsekõrgkooli "Mari" majandusküberneetika osakonna professor Riiklik Ülikool", Joškar-Ola.
• Švetsov Mihhail Nikolajevitš, majandusdoktor, professor, ANO VPO “Regioonidevaheline avatud sotsiaalinstituut” rektor, Joškar-Ola.

Bibliograafiline link

Sarycheva T.V. STATISTILINE UURING TÖÖHÕIVE DISPROPORTSIOONIDE KOHTA MARI EL'I VABARIIGI OMAVALITSUSTE TASANDIL // Kaasaegsed küsimused teadus ja haridus. – 2012. – nr 4.;
URL: http://science-education.ru/ru/article/view?id=6865 (juurdepääsu kuupäev: 20.12.2019). Toome teie tähelepanu kirjastuse "Loodusteaduste Akadeemia" poolt välja antud ajakirjad

Struktuuride erinevuste kvantitatiivseks iseloomustamiseks kasutatakse absoluutseid ja suhtelisi ehk normaliseeritud näitajaid.

Struktuurierinevuste absoluutnäitajad määrata, millise summa võrra iga struktuurirühm keskmiselt erineb. Arvutamisel kasutatakse struktuuriandmeid, mis on väljendatud protsentides, s.o. r g

Lineaarse erinevuse koefitsient arvutatakse keskmise valemi abil

aritmeetika

Indikaatori lugeja sisaldab erinevuste absoluutväärtuste summat (pi , - /;, 0).

Ruutvahe koefitsient arvutatakse ruutkeskmise valemi abil:

Veelgi enam, erinevuse märgist (R. j -pi 0) vabaneda sellest ruudustades.

Struktuurierinevuste absoluutnäitajate arvutamise tulemusel - erinevuste protsent keskmiselt rühma kohta - on spetsiaalne mõõtühik - protsendipunkt.

Näitame arvutusprotseduuri K L Ja TO a, kasutades andmeid Venemaa Föderatsiooni ekspordi ja impordi kaupade struktuuri kohta 201.5 (tabel 6.19).

Vene Föderatsiooni ekspordi ja impordi kaubastruktuur 2015. aastal

Tabel 6.19

Tooterühm					Pi A ~ Pi, 0	1 Pi. 1 - Pi. 0 1	(Pi., -Pi. o) 2
	miljard dollarit	% lõpuni	miljard dollarit	% Kellele kokku
Toiduained
M ja neral ys tooted
Nahk ja karusnahk
Puit- ja tselluloosi- ja paberitooted
Tekstiil ja jalatsid
Metallid ja vääriskivid
Masinad, seadmed ja sõidukid

Koostatud: Venemaa numbrites. 2016. Tabel. 27.8, 27.11.

Ekspordi ja impordi struktuuri erinevuste lineaarne koefitsient oli

Struktuurierinevuste ruutkordaja oli

Arvutatud näitajad näitasid, et ekspordi ja impordi kaubastruktuur ei ole sama: iga struktuurirühm erineb keskmiselt 14,9 või 24,5 protsendipunkti võrra. Erinevad viisid Lineaarsete ja ruutnäitajate arvutamine annab erinevaid tulemusi. Kuid samal ajal lineaarne koefitsient K L alati väiksem kui ruuttegur TO V: K L

Tuvastatud struktuurierinevuste võrdlevaks hindamiseks kasutatakse suhtelisi või standardseid näitajaid. Nendes võrreldakse tegelikke struktuurierinevusi kui võetud erinevuste suurusega normaalne. Normaliseeritud näitajaid mõõdetakse protsendina võrdluse aluseks võetud erinevuste tasemest. Näitajaid mõõdetakse protsentides ja neil on väärtuste ülemine ja alumine piir: null, kui struktuurid on täiesti identsed ja 100% (või 1), kui struktuurid on täiesti vastandlikud. Võttes arvesse normaliseeritud näitajate erinevusi, on 0

Üks normaliseeritud näitajate rühm on hinnangud tegelikele muutustele võrreldes nende piir- või maksimumtasemega.

Normaliseeritud lineaarse erinevuse koefitsient konstrueeritakse aritmeetilise keskmisena:

Vaadeldavas näites on see võrdne

Struktuurierinevuste normaliseeritud ruutkordaja konstrueeritakse ruutkeskmisena:

Tabelis toodud näites. 6.19 Vene Föderatsiooni ekspordi ja impordi struktuuri erinevuste hindamisel on see koefitsient võrdne

Erinevused Venemaa Föderatsiooni ekspordi ja impordi struktuuris on väga olulised, need jäävad vahemikku 52,1–67,1%, võrreldes struktuuride maksimaalsete erinevustega.

Võrreldes piirkoefitsientidega on võimalike erinevuste normaliseeritud koefitsiendid realistlikumad. Nad kasutavad võrdlusalusena võimalikke struktuurseid erinevusi. Selliste näitajate jaoks on mitu võimalust, mis erinevad võimalike erinevuste suuruse ja lõpptulemuse poolest.

Gatevi koefitsiendis võetakse võimalike erinevuste väärtuseks aruandluse ja baasväärtuste erikaalu ruudu protsentide summa.

struktuurid:

Normaliseeritud Gatevi koefitsiendil on vorm

Rjabtsevi koefitsiendis on võimalike erinevuste suurusjärk aruandluse ja põhistruktuuri erikaalu protsentide summa ruutude summa, s.o.

Normaliseeritud Rjabtsevi koefitsiendil on vorm

Szalai koefitsient, samuti Gatevi ja Rjabtsevi koefitsiendid kasutavad keskmise ruutkuju. Koefitsiendi väärtus näitab, millise suhtelise väärtuse võrra erinevus keskmiselt erineb erikaal struktuurirühm nende summast. Szalai koefitsient arvutatakse valemi abil

Tabelis 6.20 näitab ekspordi ja impordi struktuuri andmete põhjal võimalike erinevuste koefitsientide arvutamisel saadud tulemusi.

Gatevi koefitsient oli

Rjabtsva koefitsient oli

Salai koefitsient oli

Need on keskmised erinevused struktuurirühma erikaalu ja selle erikaalu summa vahel.

Vaadeldavate koefitsientide arvutamisel ilmnes nende lahknevus. Gatevi ja Rjabtsva tunnustes on näitajate lugeja sama, seega on erinevused seletatavad nimetajate ebavõrdsusega. Rjabtsevi koefitsiendi nimetaja on alati suurem kui Gatevi koefitsiendi nimetaja Just sellepärast

Ryabtsevi koefitsient on väiksem kui Gatevi koefitsient. Seetõttu on erinevalt Gatevi koefitsiendist koefitsient

Tabel 6.20

Toodete erinevuste näitajate arvutaminestruktuurid Venemaa Föderatsiooni eksport ja import 2015. aastal

Tooterühm	eksportida, % lõpuni, pii, 0	lõpuni, Pi. 1
Toiduained
Mineraaltooted
Keemiatööstuse tooted
Nahk ja karusnahk
Puit- ja tselluloosi- ja paberitooted
Tekstiil ja jalatsid
Metallid ja vääriskivid
Masinad, seadmed ja sõidukid

Koostatud: Venemaa numbrites. 2016. Tabel. 26.8, 26.10.

Ryabtseva hindab tuvastatud struktuurierinevusi vähemolulisteks ja struktuure endid homogeensemaks, lähedasemaks, identsemaks. Rjabtsevi koefitsiendi jaoks on struktuuride tuvastatud erinevuste ja nende identsuse astme atributiivsete hinnangute skaala (tabel 6.21).

Vene Föderatsiooni ekspordi ja impordi struktuuri erinevuste normaliseeritud koefitsiendid 2011. aastal tõid esile teravad erinevused tootestruktuuris. Need puudutavad ennekõike mineraalsete toodete eksporti ning masinate, seadmete ja Sõiduk. Tuvastatud erinevused iseloomustavad Vene Föderatsiooni ja maailma riikide vahelise kaubavahetuse iseärasusi.

Tabel 6.21

Struktuurierinevuste atributiivsete hinnangute skaala Ryabtsevi koefitsiendi väärtustel

K.K. Belgibajeva – doktorant majandusteaduses, T. Ryskulovi nimelise Rahvamajandusülikooli osakonna dotsent

Annotatsioon. Käesolevas uuringus selgitatakse välja majandussektorite finantsressursside kujunemise tunnused. Kasutati statistilise analüüsi meetodeid. Rakendati V.M. Rjabtsev esimest korda. Uuringu infobaas koosneb Kasahstani Vabariigi finantskonto ametlikest statistilistest materjalidest.

Märksõnad: majandus, sektor, finantskonto, struktuurimuutused, indeks, skaala.

Sissejuhatus. Kiirenevad muutused globaalses majanduses ja kasvavad erinevused tingivad vajaduse uurida struktuurimuutusi. Struktuurse nihkena majanduses mõistetakse kvantitatiivsete tunnuste dünaamikast tingitud muutust "osade ja kogu tootmise vahelistes suhetes ajas ja ruumis" või kvalitatiivset muutust sotsiaal-majandusliku süsteemi elementide vahelistes suhetes.

Riigi finantsbilansis kajastatakse majandustehingud riigi institutsionaalsete üksuste ja välismaailma vahel ( välisriigid). Teave institutsionaalsete üksuste tegevuse kohta on rühmitatud kuue riigi majandussektorisse: finantskorporatsioonid(NFK); finantsettevõtted (FC); valitsusasutused (GBO); kodumajapidamisi teenindavad mittetulundusühingud (NPOSH); majapidamised (HH); ülejäänud maailm (OM). Neist viis residentide sektorit moodustavad riigi sisemajanduse (DE).

Finantskonto tähendus on järgmine:

1) seob majanduse toimimise tulemused majandustsükli kõigil etappidel ja välismajandustegevuse tulemused finantstulemustega, koostab järjepideva arvete jada;

2) uurib finantsvarade ja -kohustuste koosseisu ja finantsproportsioone nii majanduse kui terviku kui ka iga majandussektori jaoks;

3) näitab rahaliste vahendite ümberjaotamise mehhanismi krediidiandja ja laenuvõtja sektori vahel. Helitugevus finantsilised vahendid koosneb kogusäästust ja kapitalisiirete jäägist.

Probleemi sõnastamine. Majanduse struktuurimuutuste kvantitatiivseks mõõtmiseks on statistikateadlased välja töötanud näitajate süsteemi. . Mugavad struktuurierinevuste hindamiseks on K. Gatevi ja V.M. indeksid või koefitsiendid. Rjabtseva. Need määratakse valemitega:

kus ja on kahe struktuuri astmete erikaalud (väärtused), meie finantskonto bilansi kahe osa uuringus: netofinantsvarade omandamine ja netofinantskohustuste võtmine.

V.M. indeksi eelis Rjabtsev seisneb selles, et saadud tulemusi saab tõlgendada vastavalt hindamisskaalale. See on näidatud tabelis 1.

Tabel 1 - Skaala struktuuride vaheliste erinevuste olulisuse hindamiseks vastavalt kriteeriumile

Väärtuste intervallid	Struktuurierinevuste mõõtmise tunnused
	Konstruktsioonide identiteet
	Väga madal erinevuste tase
	Madal erinevuste tase
	Märkimisväärne erinevuse tase
	Märkimisväärne erinevuste tase
	Väga märkimisväärne erinevus
	Vastandtüüpi struktuurid
0,901 ja rohkem	Täielik vastand struktuuridele

Tulemused. Kasutades antud valemit (2) ja soovitatud skaalat, rakendame need ajakirjanduses avaldatud ametlikel andmetel Kasahstani finantskonto struktuur-dünaamilises uuringus. . Võrdluseks võtame 2009-2011 struktuurid. vastavalt finantskonto bilansi kahes osas. Finantskonto rahavoogude struktuuri muutuste hindamise tulemused on esitatud tabelis 2.

Majandussektor	Aastateks 2009-2010		Aastateks 2010-2011
			Finantsvarade neto omandamine	Finantskohustuste netoülevõtmine
sealhulgas majandussektorite kaupa:

*Märkus: arvutatud allika põhjal.

Ülejäänud maailma sektori jaoks 2010. aastal võrreldes 2009. aastaga olid V.M. Ryabtsev (0,955 ja 0,893) näitavad vastupidist tüüpi struktuure. Finantsvarade muutustest vähenes oluliselt (-350,8%) muude väärtpaberite kui aktsiate soetamise ja suurenes laenude osatähtsus (408,8%). Netokohustuste vastuvõtmise osas toimusid järgmised struktuurimuutused: välisvaluuta ja hoiuste osatähtsus vähenes (-107,7%), laenude osatähtsus suurenes (20,9%).

Kõrval sisemajandus aastal 2010 võrreldes 2009. aastaga indeksid V.M. Rjabtsev olid 0,886 ja 1,072 (tabel 2), mis näitab tasakaalu kahes osas täiesti vastupidist tüüpi struktuure. Selle aja jooksul vähenesid oluliselt sularaha ja hoiuste soetamise (-30,7%), laenude (-44%) osakaalud ning järsult kasvas aktsiate soetamise osakaal (34%). Osaliselt võetud kohustused aktsiate osakaal suurenes (40,5%) ja väärtpaberite osakaal 35,3%. Kasahstani Vabariigi finantssektori arendamise kontseptsioonis märgitakse, et "kriisijärgsel perioodil, alates 2010. aasta algusest, on maailma majandus olnud äärmiselt ebastabiilses olukorras." Ülejäänud maailma sektori jaoks 2011. aastal võrreldes 2010. aastaga olid V.M. Ryabtsev, mis võrdub 0,962 ja 0,783, kinnitab struktuuride täielikku vastandit. Selgituseks toome igas bilansi osas olemasolevad finantsinstrumentide struktuurid.

Välismaailma sektoris vähenes finantsvarade muutuste osas oluliselt laenude (-391,5%) ja muude tuletisinstrumentide (25,5%) soetamise osatähtsus, samuti 2010. aasta majandusaasta aruanne. osakaalu suurenemine väärtuslikud paberid(377,9%), aktsiad (38,3%).

Aktsepteeritud netokohustuste arvestuses kasvas väärtpaberite osatähtsus 65,4%, aktsiate ja muude kapitaliosalusvormide osakaal vähenes (-18,7%) ning muude nõuete osakaal (-17,8%).

Sisemajanduses 2011. aastal võrreldes 2010. aastaga. V.M. indeksi väärtused Rjabtsev (0,619 ja 1,052, tabel 2) viitab varade väga olulisele erinevusele ja kohustuste osas täielikule vastupidisele struktuurile. Finantsvarade soetamise osas vähenes oluliselt muude väärtpaberite kui aktsiate osakaal (10,7%), laenude osakaal suurenes (22,8%). Vastuvõetud kohustuste osas vähenes väärtpaberite osakaal (-33%), muude nõuete (16,7%) ning aktsiate ja muude kapitaliosaluse osatähtsus kasvas 43,3%ni.

Sektorile “kaupu ja mittefinantsteenuseid pakkuvad ettevõtted” 2010. aastal võrreldes 2009. aastaga. koefitsientide väärtused V.M. Rjabtsev (0,854 ja 0,796, tabel 2) näitavad vastupidist tüüpi struktuure. Bilansi kahes osas toimus laenude ja võlakohustuste osakaalu oluline langus. Vaatamata kõrged intressimäärad pangad laenu saamiseks, kaupu ja mittefinantsettevõtted tegid laenutehinguid suurte rahasummade eest, et oma äri luua ja laiendada. Seega suurendasid pangad laenumahtusid reaalsektor majandust. Lisaks on järsult kasvanud aktsiate ja muude nõuete osatähtsus mittefinantsettevõtete varades.

2011. aastal võrreldes 2010. aastaga V.M. indeksi väärtused Rjabtsev osutab olulistele erinevustele varade muutuste osas ja vastupidist tüüpi struktuuride muutuste osas kohustuste osas. Väärtpaberite osakaal bilansi kahes osas vähenes oluliselt. Lisaks on varade osas järsult kasvanud sularaha ja hoiuste osakaal. Laenude osatähtsus kohustustes suurenes, muude nõuete osakaal vähenes.

Finantsettevõtete sektori jaoks 2010. aastal. võrreldes 2009. aastaga V.M. indeksi väärtused Rjabtsev (0,725 ja 0,861, tabel 2) iseloomustavad vastupidist tüüpi struktuure. Varade osas avaldas olulist mõju väärtpaberite, va aktsiad, ja muude nõuete osakaalu vähenemine. Järsult kasvas sularaha ja hoiuste osakaal. Rahaliste kohustuste võtmise osas seevastu vähenes sularaha ja hoiuste, kindlustustehniliste eraldiste osatähtsus ning suurenes muude nõuete ja laenude osakaal. Pankade laenuvõlgade kasvu negatiivne dünaamika on tingitud mitmest põhjusest: a) kriisieelsetel aastatel meelitati Kasahstani majandusse kontrollimatult välismaalt vabalt konverteeritavas valuutas nomineeritud välislaene. Laenu valuutariskid kanduvad täielikult üle laenuvõtjatele; b) globaalse finantskriisi aastatel suurendasid riske laenumahtude kõrged kasvumäärad, tihe konkurents, pankade vähenenud nõuded laenuvõtjatele ja suur “isu”. .

2011. aastal võrreldes 2010. aastaga V.M. indeksi väärtused Rjabtsev on nendes kahes bilansi osas võrdsed 0,975 ja 1,372-ga. Need peegeldavad struktuuride täielikku vastandit (tabel 2). Struktuursed muutused on toimunud bilansivarade osas. Oluliselt on vähenenud sularaha ja hoiuste osakaal. Järsult on kasvanud muude väärtpaberite kui aktsiate osakaal. Rahaliste kohustuste võtmise osas vähenes oluliselt laenukohustuste ja muude nõuete osakaal. Suurenes kindlustustehniliste eraldiste, sularaha ja hoiuste kohustuste osakaal.

Sektori “valitsusorganid” 2010. aastal võrreldes 2009. aastaga. V.M. indeksi väärtused Rjabtsev 0,987 ja 0,351 näitavad struktuuride täielikku vastandit varade osas ja märkimisväärset erinevust kohustuste osas (tabel 2). Bilansivarade arvestuses vähenesid oluliselt muude nõuete ja laenude osakaalud. Valitsusorganid ostsid laene väiksemas mahus kui kaupu ja mittefinantsteenuseid tootvad ettevõtted. Oluliselt vähenes muude nõuete osakaal. Samal ajal kasvasid järsult soetatud väärtpaberite, välja arvatud aktsiad, osakaalud ja nende suhtes kohustuste võtmine. 2011. aastal võrreldes 2010. aastaga indeks V.M. Ryabtsev, mis võrdub 0,059 ja 0,557, näitab väga madalat erinevust varade soetamise osas ja väga olulist erinevuste taset finantskohustuste omandamise osas. See tingimus on seotud aktsiate ja muude kapitaliosaluse vormide osakaalu mõningase vähenemisega. Samal ajal kasvas ostetud väärtpaberite osakaal peale aktsiate. Kohustuste võtmise osas suurenes muude nõuete osakaal, vähenes laenude osakaal.

Sektori järgi" mittetulundusühingud majapidamisi teenindav" 2010. aastal võrreldes 2009. aastaga V.M. indeksi väärtused. Rjabtsev (0,012 ja 0,826) näitavad varade osas samasugust erinevust ja finantskohustuste omandamise osas vastupidist tüüpi struktuure. Võrreldes teiste majandusharudega on mittetulundusühingutel piiratud valik finantsvahendid: sularaha ja hoiused, muu saadaolevad arved ja laenud. 2011. aastal võrreldes 2010. aastaga olid V.M. Rjabtsev 0,013 ja 1,206 kinnitavad sama tüüpi struktuuri nagu eelmistel aastatel.

Sektorite lõikes leibkonnad 2010. aastal võrreldes 2009. aastaga indeks V.M. Ryabtsev, mis võrdub 0,315 ja 0,737, näitab olulist erinevuste taset ja vastupidist tüüpi struktuure. Sellised erinevused on tingitud valuuta soetamise ja hoiuste vähenemisest, samuti kindlustustehniliste eraldiste suurenemisest. Bilansi teises osas vähenes järsult laenukohustuste osakaal ja suurenes muude nõuete osakaal.

2011. aastal võrreldes 2010. aastaga V.M. indeksi väärtused Rjabtsev (0,179 ja 0,166) hindab märkimisväärset erinevuste taset. Selle aja jooksul suurenes oluliselt valuutade soetamise ja hoiuste osakaal ning vähenes kindlustustehniliste eraldiste osakaal. Rahaliste kohustuste võtmise osas vähenes laenude ja suurenes muude nõuete osakaal.

Järeldused. Kavandatud ja testitud metoodika Kasahstani finantskonto struktuurimuutuste hindamiseks aastatel 2009–2011. võimaldas meil teha järgmised järeldused:

1.Struktuurilised nihked riigi majanduses toimuvatel sündmustel ei ole selget suunda: ühel aastal näitajate tõusu järel langevad teisel aastal, samuti sektorite osakaalu suurenemist ühel aastal. finantsvara sellega kaasneb mõne muu vara langus.

2. Majandussektorite struktuurimuutused on negatiivsed.

3. Struktuurimuutuste üldnäitajad iseloomustasid erinevusi majandussektorite struktuuris. Kõrgeimad struktuurierinevuste indeksid on sektorites: “finantsettevõtted” ja “muu maailm”.

Viited:

1. Sivelkin V.A., Kuznetsova V.E. Sotsiaalmajanduslike protsesside ja nähtuste struktuuri statistiline analüüs: Õpik - Orenburg: Riiklik Kutsekõrgkool OSU, 2002. - 99 lk.

2. Ivanov Yu.N. Rahvamajanduse raamatupidamise alused 2005 – 480 lk.

3. Statistika kogumine Kasahstani Vabariigi rahvamajanduse arvepidamised 2008-2012 – Astana 2014 – 99 lk.

4. Juhatuse otsus Riigipank Kasahstani Vabariik 23. aprillil 2014 nr 68 „Varase reageerimise meetmete ja olukorra halvenemist mõjutavate tegurite kindlaksmääramise meetodite kohaldamise eeskirjade kinnitamise kohta rahaline olukord teise astme pank.

5. Markarov T.V. Praegune seis Kasahstani Vabariigi pangandussüsteem ja selle arendamise väljavaated. - Astana: Finantsakadeemia bülletään, 2011, nr 1, lk 52–57.

Saadaval on järgmised tingimusliku struktuuri andmed sularaha sissetulek piirkonna rahvaarv, protsent:

Tuleb teha järeldus elanikkonna sularahasissetulekute struktuuri muutuste kohta.

Lahendus.

Eeltoodud näitajate põhjal võime järeldada, et elanikkonna rahalise sissetuleku koosseisus on palga osakaal vähenenud (baasperioodi 60%-lt aruandeperioodil 42%-le) koos tulude osatähtsuse kasvuga alates 2010. aastast. kinnisvara ja äritegevus (vastavalt 24%-lt 44%-le) .

Struktuurimuutuste mõõtmise üldise kirjelduse annab integraalsed näitajad struktuursed erinevused, mille arvutamist illustreerib tabel:

Struktuurierinevuste arvutusnäitajate suurusjärk viitab olulistele muutustele piirkonna elanike rahaliste sissetulekute struktuuris.

Ülesanded 5-6 hõlmama näitajate dünaamika uurimist, s.o. nähtuste muutuste intensiivsus ajas, mis viiakse läbi järgmiste näitajate abil: absoluutne kasv, kasvumäärad, kasvumäärad, ühe protsendi kasvu absoluutväärtus, samuti keskmised üldistavad näitajad.

Olenevalt uurimiseesmärgist saab näitajaid arvutada muutuva võrdlusbaasiga (ahel) ja püsiva võrdlusbaasiga (baas).

1. Absoluutne tõus on erinevus võrreldava taseme ja eelmise või algtaseme vahel:

ahela absoluutne suurenemine:

baas absoluutne kasv: .

Ahela absoluutsete kasvude summa on võrdne vastava perioodi absoluutse baaskasvuga.

2. Kasvumäär– suhteline näitaja, mis iseloomustab nähtuse arengu intensiivsust; see võrdub õpitava taseme suhtega eelmisele ehk algtasemele ja väljendub koefitsientide või protsentides.

ahela kasvukiirus: 100;

baaskasvumäär: .

Koefitsientidena arvutatud vastavate ahela kasvumäärade korrutis on võrdne baasarvuga.

3. Kasvumäär määratakse kahel viisil:

a) absoluutse kasvu suhtena eelmisele tasemele (ahel) või põhitasemele (baastase):

ahela kasvukiirus:

baaskasvumäär: .

b) kasvumäära ja 100% vahena:

T pr = T r -100%.

4. Absoluutne väärtusühe protsendi tõus on määratletud kui ahela absoluutse suurenemise suhe ahela kasvukiirusesse (%) või iga järgmise taseme kohta - 0,01 dünaamikaseeria eelmisest tasemest:

5. Keskmine absoluutne kasv arvutatakse lihtsa aritmeetilise keskmise abil, st jagades ahela absoluutsete kasvude summa nende arvuga

Keskmine kasvutempo leitud geomeetrilise keskmise valemi abil:

Keskmine kasvutempo leitud, lahutades keskmisest kasvumäärast 100%:

Arvutusmeetodid kesktase Teatud dünaamika sõltub selle tüübist ja teabe täielikkusest.

1) võrdsete ajaintervallidega intervallsarjades keskmine tase määratakse lihtsa aritmeetilise keskmise valemiga:

2) ebavõrdsete ajavahemikega intervallide seeriates - kaalutud aritmeetilise keskmise valemi järgi (lähtudes intervallide suurusest):

3) momendinäitaja muutuste terviklike andmetega hetkeridades tehakse arvutus teatud ajaperioodidel muutumatuna püsinud jadatasemete aritmeetilise keskmise alusel, mis on kaalutud vastavate intervallide väärtusega;

4) võrdse vahega tasanditega dünaamika momendiridades kasutatakse keskmist kronoloogilist lihtvalemit.

Kahe samanimelise struktuuri võrdlus ruumis abiga läbi viidud absoluutsed näitajad erinevused ja koefitsiendid absoluutsed nihked. Neid saab arvutada erinevate elementide arvuga võrreldavates struktuurides.

Sama struktuuri erikaalude muutused ajas mõõdetud suhtelised näitajad erinevused ja koefitsiendid suhtelised struktuurimuutused. Neid arvestatakse ainult siis, kui elementide arv struktuurides on sama.

Näitajad, mis iseloomustavad mitte ühe aktsia muutust, vaid muutust struktuuris tervikuna - see tähendab "struktuurilist nihet".

Transformatsiooniks loeme süsteemi liikumist ajas, mis on kontrollitava iseloomuga. Struktuurimuutustes avalduva transformatsiooni tugevuse ja sügavuse mõõtmiseks kasutatakse statistikas erimeetodeid ja arvutatakse spetsiifilisi näitajaid.

Absoluutsete struktuurimuutuste mõõtmisel teisendatakse keskmise lineaarse hälbe klassikaline valem järgmiseks:

kus on aktsiate (aktsiate) absoluutse suurenemise moodul jooksval perioodil võrreldes baasperioodiga; n- astmete arv.

See näitaja L.S. Kazinets nimetas absoluutsete struktuurimuutuste lineaarset koefitsienti. Statistiliselt tähendab see seda, et see esindab võrreldavate tervikute kõigi osade osakaalude (erikaalu) absoluutse suurenemise moodulite aritmeetilist keskmist.

See koefitsient iseloomustab keskmine väärtus kõrvalekalded erikaaludest ehk see näitab, mitu protsendipunkti keskmiselt erinevad osade erikaalud võrreldavates populatsioonides üksteisest.

Mida suurem on absoluutsete struktuurimuutuste lineaarse koefitsiendi väärtus, seda rohkem erinevad üksikute osade erikaalud kahel võrreldaval perioodil üksteisest keskmiselt, seda tugevamad on absoluutsed struktuurimuutused. Kui nende perioodide struktuurid langevad kokku (st. d 2 - d 1 = 0), siis on see koefitsient võrdne nulliga.

Erinevusindeks

Kus d i1 d i0 - kahe võrreldava populatsiooni üksikute elementide erikaal;
n- elementide (rühmade) arv kokku.

Protsentides väljendatud erikaalu indeks võib olla vahemikus 0 kuni 100%, kui nullile läheneb, see näitab struktuuri olulist muutust.

Struktuurne nihketegur K. Gateva

Ülaltoodud näitajad ei anna aimu elanikkonna üksikute elementide osakaalude muutumisest. See näitaja võtab arvesse üksikute rühmade muutuste intensiivsust võrreldavates struktuurides.

Rühmade arv, millesse uuritav elanikkond jaguneb, mõjutab lõplikku hinnangut struktuurimuutustele.

Salai struktuurierinevuste indeks.

See näitaja võtab arvesse ka rühmade või elementide arvu võrreldavates struktuurides. Salai koefitsient (indeks), nagu ka K. Gatevi koefitsient, võib võtta väärtusi nullist üheni. Mida lähemal on saadud väärtus ühtsusele, seda olulisemad on toimunud struktuurimuutused. Szalai koefitsient võtab väärtusi, mis on lähedased kogusummale suur hulkühikut.

Ryabtsevi indeks

Selle indikaatori väärtused ei sõltu struktuuride gradatsioonide arvust. Hindamisel lähtutakse konstruktsiooni komponentide erinevuste maksimaalsest võimalikust väärtusest tarindite üksikute komponentide tegelikke lahknevusi võrreldakse maksimaalsete võimalike väärtustega. See koefitsient (indeks) võtab ka väärtused nullist üheni. Selle indikaatori eeliseks võib pidada skaala olemasolu saadud indikaatori väärtuste hindamiseks.

Antud näitajad esindavad struktuurimuutuste tunnuseid, kuid ei anna aimu nende muutuste suurusest.

Ebatasasuse määra kvantifitseerimiseks kasutatakse kahte sissetulekute kontsentratsiooni koefitsienti – Lorenzi ja Gini.

Lorentzi koefitsient

Kus y i - osa tulust i-s rühm; x i - rahvastiku osakaal i rühm.

Arvutus Gini koefitsient põhineb ruudu diagonaali ja Lorenzi kõveraga piiritletud hulknurga pindala murdosa määramisel pooles ruudu pindalast:

Kus cum y i - kogunenud tuluosad

Mõlemad koefitsiendid jäävad vahemikku 0 kuni 1. Mida lähemal on väärtus 1-le, seda suurem on ebavõrdsuse (kontsentratsiooni) tase tulude jaotuses. Piirväärtused Need koefitsiendid praktikas ei ulatu (0 - täielik võrdsus, 1 - sissetulekute koondumine ühte elanikkonna rühma).

Gini koefitsiendi väärtuste arvutamisel ja võrdlemisel peaksite pöörama tähelepanu sellele, millistele rühmitustele indikaator arvutatakse, kuna mida suurema arvu rühmade hulka analüüsitav populatsioon jaguneb, seda suurem on Gini koefitsiendi väärtus. . Näiteks 10% rühmade jaoks arvutatud koefitsient on alati kõrgem kui 20% rühmade jaoks arvutatud koefitsient.

Pareto-Lorentz-Gini teooria pakuti välja jaotuse ühtluse või ebaühtluse (kontsentratsiooni) uurimiseks. kogutulu kõigi elanikkonnarühmade seas. Nende koefitsientide abil saab aga uurida teiste sotsiaalsete ja majanduslikud omadused. Näiteks eluaseme, sotsiaaltoetuste, meditsiini- ja haridusteenuste, kuritegevuse jms jaotamise ühtsuse määr.

Tööstusharu monopoliseerituse astme hindamisel kasutatakse seda Herfindahli koefitsient

Kus d i- i-nda ettevõtte osa;

k- tööstusharu ettevõtete arv.

Koefitsient arvutatakse iga tööstusharu ettevõtte müügiosade ruutude summana, väljendatuna protsentides. Seetõttu võib Herfindahli koefitsiendi maksimaalne väärtus olla 10 000, minimaalne - 10 000 /k.