1

Tööhõive disproportsioonide analüüs piirkonna omavalitsustes tervikuna ning suurte ja keskmise suurusega, väike- ja mikroettevõtete kontekstis viidi läbi Rjabtsevi indeksi abil, mille peamiseks eeliseks teiste mõõtmismeetodite ees. tööga hõivatute arvu nihked vabariigi piirkondades seisnevad selles, et selle väärtus ei sõltu struktuuride astmete arvust ehk valdade arvust, mistõttu ei ole struktuurimuutuste ülehindamist ning ka see, et indeksi järgi on struktuuride erinevuste olulisuse hindamise skaala. 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 teket takistab praegune tootmise koondumine, ebastabiilne majandusolukord, kehtiva maksuseadusandluse ebatäiuslikkus ning nõrk valitsuse toetus, mis tingib vajaduse tõsta omavalitsuste majanduslikku efektiivsust.

piirkondlik tööhõive struktuur

valdade elanike tööhõive

Ryabtsevi indeks

struktuuri erinevuse tase

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

2. Podzorov N.G. Mordva Vabariigi regionaalse koguprodukti mahu ja struktuuri tegurite mõju analüüs [Elektrooniline ressurss]. - URL: http://sisupr.mrsu.ru/2010-1/pdf/podzorov3.pdf.

3. Mari El: statistika aastaraamat “Mari Vabariik” / Territorial organ of the Federal State Statistics Service for the Republic of Mari El. - 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 Venemaa majanduse ümberkujunemise tingimustes: abstraktne. 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 konkreetsete piirkondade kogumina. tööhõive omadused, 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.

Hõivatute koguarvu analüüs 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 hõivatutest, ja Zvenigovski rajoon, kus töötas 5,9% hõivatutest. Sellised ebaproportsioonid hõives on seotud eelkõige ettevõtete geograafilise jaotusega vabariigi territooriumil, mis asuvad valdavalt piirkonna linnades, mis on loomulikult lisategur linnade rolli suurendamisel arengus. ühiskonna – 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 (Joshkar-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 2000. 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 Medvedevski ja Morkinski rajoon. 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. soodustuste või leebema maksurežiimi saamiseks, samuti ettevõtete omandivormide ümberjaotamiseks piirkonnas . Riigiettevõtete arv vähenes õppeperioodil 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 otsuseid ja kohalike võimude otsuseid, antakse välja erinevaid spetsialiseeritud fonde ja muid infrastruktuuri elemente. on loodud väikeettevõtete toetamiseks, kuna just väikeettevõtted on kaupade ja teenuste turul silmapaistva kohaga, nad on kõige vastuvõtlikumad muutuvatele tingimustele, uute seadmete kasutuselevõtule ja arenenud tehnoloogiate kasutamisele. Individuaalse ettevõtluse abil lahendatakse sotsiaalsed probleemid 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 prioriteedi määrab vajadus esitada valitsusasutuste juhtidele tõhusate juhtimisotsuste tegemiseks objektiivset, kvaliteetset, kõige täielikumat, analüüsitud töövaldkondi adekvaatselt kajastavat teavet.

Samas külgnevate perioodide puhul tõlgendati kogu töötava elanikkonna struktuuris esinevaid lahknevusi valdade kontekstis elanikkonna hõives „struktuuride identiteedina“, kasutati V.M.-indeksit. Ryabtseva - struktuursete erinevuste integraalne koefitsient - 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 ning 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 tööhõive 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 rakendatud „struktuuride erinevuse oluline tase“ täheldati aastatel 2003-2004, mil vabariigi väike- ja suurettevõtete keskmise töötajate arvu kasvutempo oli 125,4%. Tolleaegsel üldisel taustal paistis eriti tugevalt silma Gornomarii 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 uusi väljakutseid, mis on eelkõige seotud konkurentsivõimelise piirkondliku majandusmudeli valikuga, mis võimaldab olemasolevat potentsiaali maksimaalselt ära kasutada.

Arvustajad:

• Katkov Nikolai Semenovitš, majandusdoktor, professor, Joškar-Ola Mari Riikliku Ülikooli majandusküberneetika osakonna professor.
• 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 VABARIIGI OMAVALITSUSTE TASANDIL // Teaduse ja hariduse kaasaegsed probleemid. – 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

Konkreetse hulga struktuur ei jää konstantseks ei ajas ega ruumis. Struktuuride muutuste analüüsimise vajadus tekib kas erinevate ajaperioodide struktuuride või erinevate territoriaalsete objektide struktuuride võrdlemisel. Esimesel juhul räägitakse struktuursetest nihketest, teisel - struktuurilistest erinevustest.

Võrreldavate populatsioonide struktuuride erinevust saab väljendada nende populatsioonide üksikute osade erikaalude erinevuses. Kõik struktuurimuutusi iseloomustavad näitajad jagunevad absoluutseks ja suhteliseks. Struktuuride muutuste absoluutnäitajad põhinevad erinevate struktuuride vastavate osade erikaalude erinevusel. Neid mõõdetakse protsendipunktides, need võivad olla positiivsed või negatiivsed ning nende summa on null. Need näitavad, mitme protsendipunkti võrra suurenes või vähenes analüüsitava osa osakaal ühes struktuuris (vastavalt positiivne või negatiivne väärtus) võrreldes selle väärtusega teises struktuuris. Suhtelised näitajad arvutatakse vastavate erikaalude suhte järgi: kui tulemus on suurem kui üks, siis on selle elemendi osakaal võrreldavas struktuuris suurem kui põhistruktuuris, kui see on väiksem kui üks, siis võrreldava struktuuri analüüsitav element on vastav osa selle elemendi osatähtsusest põhistruktuuris. Tuleb märkida, et kahe struktuuri muutuste analüüsimisel on nendest muutustest objektiivse pildi saamiseks vaja kasutada nii absoluutseid kui suhtelisi näitajaid. Vaatleme ametlikke statistilisi andmeid Vene Föderatsiooni elanike sularahasissetuleku struktuuri kohta tuluallikate kaupa aastatel 2000 ja 2011. (Tabel 6.5).

Esitatud andmete abil arvutame välja 2011. aasta struktuurimuutusi iseloomustavad näitajad võrreldes 2000. aastaga.

Tabel 6.5

Statistilised andmed Vene Föderatsiooni elanike sularahasissetuleku struktuuri kohta tuluallikate kaupa aastatel 2000 ja 2011.

On ilmne, et 2011. aastal toimusid Vene Föderatsiooni elanike sularahasissetulekute struktuuris 2000. aastaga võrreldes muutused: äritegevusest saadava tulu ja omanditulu osatähtsus vähenes ning muude tulude osatähtsus suurenes. Seda kinnitavad absoluutse muutuse märgid (plussid ja miinused). Saadud tulemuste põhjal võib öelda, et absoluutsete muutuste lõikes toimusid suurimad muutused ettevõtlustulu, sotsiaaltoetuste ja palkade osakaaludes ning suhtelises plaanis on kõige olulisemad muutused muude ettevõtete osakaaludes. tulud ja tulud omandist. Suhteline muutus on selgemini nähtav suhtelise suurenemise (vähenemise) kaudu. Suhteline tõus (vähenemine) arvutatakse suhtelisest muutusest (korrutades 100-ga ja lahutades 100%). See tähendab, et ettevõtlustulu osakaal vähenes 2011. aastal võrreldes 2000. aastaga 6,3 protsendipunkti ehk moodustas 2011. aastal 41% selle 2000. aasta väärtusest; töötasu osatähtsus kasvas 2011. aastal võrreldes 2000. aastaga 4,3 protsendipunkti ehk 1,07 korda ehk 7%. Samamoodi võib järeldusi teha ka muude sissetulekuallikate kohta. Absoluutnäitajate ja suhteliste näitajate erinevad muutused on seletatavad üksikute elementide osakaalu suuruse erinevustega. Muude tulude osakaalu suurenemine 0,8 protsendipunkti võrra andis suhtelise muutuse maksimaalse tõusu, kuna just selle tuluallika osa väärtus on kõige väiksem. Samal ajal moodustas palga osakaalu kasv 4,3 protsendipunkti võrra väikseima suhtelise muutuse 1,07 ehk kasvu 7%. Tähelepanu tasub pöörata selles näites kajastatud viimase 10 aasta jooksul toimunud muutuste sisule. Vene Föderatsiooni elanikkonna sissetulekute struktuuris on kasvanud palga- ja sotsiaalmaksete osakaalud ning vähenenud äritegevusest saadava tulu, omanditulu ja muude tulude osakaalud.

Terviku üksikute osade muutumise absoluutsed ja suhtelised näitajad on üksteisega ebaproportsionaalsed: väiksemad absoluutsed muutused võivad vastata suurematele suhtelistele muutustele ja suuremad absoluutsed muutused väiksematele suhtelistele. Seetõttu tuleks iga populatsiooni struktuuri muutuste analüüsimisel arvutada nii absoluutsed kui ka suhtelised struktuurimuutuste näitajad, et saada täpsem ettekujutus võrreldavate struktuuride struktuurimuutustest.

Liikudes edasi üldiste näitajate juurde, pöörakem tähelepanu järgmisele punktile. Kui uuritava populatsiooni kogumaht kasvab, siis võivad suhtelised muutuse näitajad populatsiooni üksikute elementide puhul olla suuremad või väiksemad kui ühtsus, s.o. nad võivad kasvada ja kokku tõmbuda. Veelgi enam, kui üksiku elemendi muutuse suhteline näitaja on suurem kui kogu agregaadi suhteline muutus, tähendab see, et selle elemendi erikaal agregaadis kasvab. Seega, kui elanikkonna mõne elemendi või osa suhteline muutuse näitaja on väiksem kui sama näitaja kogu elanikkonna kohta, tähendab see, et selle osa osatähtsus kogumahus väheneb. Seega on terviku struktuuri muutus selle üksikute osade muutumise ebaühtlase intensiivsuse tagajärg, s.t. erikaalu suhteliste muutuste erinevused.

Struktuuride muutuste analüüsimisel on sageli vaja nende muutuste üldistatud kirjeldust. Selleks saab kasutada järgmisi näitajaid.

1. Erikaalu absoluutsete muutuste summa

kus on kahe võrreldava populatsiooni üksikute elementide proportsioonid; n- elementide (rühmade) arv kokku.

Erikaalude absoluutmuutuste summat väljendatakse protsendipunktides. See väärtus iseloomustab ühe struktuuri kõrvalekallete kogumahtu teisest.

.

Protsentides väljendatud erikaalude kaudu arvutatud erinevusindeks võib võtta väärtusi vahemikus 0 kuni 100%, nullile lähenemine tähendab muutuste puudumist, maksimumile lähenemine näitab struktuuri olulist muutust.

3. Struktuurinihkete integraalkoefitsient K. Gateva. Ülaltoodud näitajad ei anna ettekujutust elanikkonna üksikute elementide osakaalu muutumisest. See näitaja võtab arvesse üksikute rühmade muutuste intensiivsust võrreldavates struktuurides:

.

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

4. Salai struktuurierinevuste indeks. See näitaja võtab arvesse ka rühmade või elementide arvu võrreldavates struktuurides:

.

Mõlemad viimati esitatud koefitsiendid (või indeksid) võivad võtta väärtused nullist üheni. Mida lähemal on saadud väärtus ühtsusele, seda olulisemad on toimunud struktuurimuutused. Szalai koefitsient võtab ühe lähedase väärtuse, kui ühikute koguarv on suur.

5. Rjabtsevi indeks. Selle indikaatori väärtused ei sõltu struktuuride gradatsioonide arvust. Hindamisel lähtutakse konstruktsiooni komponentide lahknevuste 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 (tabel 6.6).

Tabel 6.6

Skaala struktuursete erinevuste olulisuse hindamiseks Rjabtsevi indeksi abil

Seega esindavad loetletud näitajad struktuurimuutuste üldistatud tunnust, kuid ei anna aimu nende muutuste suurusest.

Selle ettekujutuse annavad järgmised näitajad.

6. Aktsiate keskmine lineaarne muutus

.

7. Keskmine ruutmuutus

.

Muutuse mõõdiku keskmine hinnang (ühe rühma, rahvastikuühiku kohta) on esindatud osade keskmise lineaarse muutuse või nende muutuste ruutkeskmise kaudu. Saadud väärtused näitavad, mitu protsendipunkti keskmiselt erinevad võrreldavate struktuuride erikaalud üksteisest. Nende kahe näitaja analüütiline sisu on sama. Ruutkeskmine on aga alati suurem kui aritmeetiline keskmine, seega on ruutkeskmise muutuse väärtus suurem kui lineaarne keskmine. Kaks näitajat on võrdsed, kui terviku kõigi osade erikaalude absoluutsed muutused on absoluutväärtuses võrdsed. Struktuuride muutuste puudumisel on need näitajad võrdsed nulliga. Kuna keskmise lineaarse muutuse määr vastab indikaatori enda astmele, tuleks seda hinnangut pidada täpsemaks, kuid sagedamini kasutatakse keskmist ruutmuutust, kuna see reageerib tundlikumalt struktuuri nõrkadele kõikumistele.

Loetletud näitajate kasutamisel toimub struktuuride muutuste analüüs, võtmata arvesse baasi suurust, millest see muutus tekkis. Täpsema hinnangu saab anda suhteliste, mitte absoluutsete muutuste abil. Eelkõige saab keskmise suhtelise lineaarse muutuse arvutada mooduli suhteliste lineaarsete hälvete (st kasvukiiruste) keskmisena:

.

100-ga korrutatud tulemust saab väljendada protsentides ja seda on lihtne hinnata.

3. ülesande lahendamise näide.

Valimiküsitluse põhjal saadi organisatsiooni töötajate palga järgi järgmine jaotus:

Defineeri:

1. Keskmine palk.

2.Variatsioonikoefitsient.

3. Režiim ja mediaan

1. Ülesande tingimust esitatakse võrdsete intervallidega intervalli variatsioonireana. Seetõttu peate näitajate arvutamiseks esmalt määrama keskmistatud tunnuse väärtuse (X) iga intervalli keskel ja saada diskreetne jaotusseeria.

2. Variatsioonikordaja iseloomustab tunnuse (x) üksikute variantide kõikumise mõõdet keskmise väärtuse ümber. See tähistab standardhälbe (σ) ja aritmeetilise keskmise () protsentuaalset suhet. , see on

Standardhälbe arvutamiseks arvutame esmalt dispersiooni (σ 2), kasutades valemit:

Arvutamist saab teha abitabeli abil

x	m	X-	(x- ) 2	(x- ) 2 m
		12500-15095
		13500-15095
		14500-15095
		15500-15095
		16500-15095
Kokku		-	--

Standardhälve - on dispersiooni ruutjuur:

σ = ±√ σ 2 = ± ±1100,443 hõõruda.

Variatsioonikoefitsient on järgmine:

Kui variatsioonikordaja väärtus ei ületa 33,3%, loetakse üldkogum homogeenseks ja keskmist väärtust võib pidada antud jaotusele tüüpiliseks. Meie näites on keskmine väärtus tüüpiline.

3. Mode (dominant) on atribuudi kõige levinum väärtus x; intervallide seerias on modaalintervall suurim sagedus (sagedus).

Selles ülesandes on intervall 15 000 - 16 000 rubla kõrgeima sagedusega (65), seetõttu on režiim selles intervallis.

Järelikult oli kõige rohkem töölisi 15 280 rubla palgaga.

Mediaan on selle reastatud seeria üksuse atribuudi väärtus, mis on selle keskel. Esmalt määrame kindlaks selle seadme seerianumbri. Selleks lisage seeria () kõigi sageduste summale üks ja jagage tulemus pooleks, see tähendab

Mediaanpalga väärtus on see, mis on pool 100. ja 101. töötaja töötasude summast. Need langevad akumuleeritud sageduste summa järgi neljandasse intervalli (10+20+58+65=153), see tähendab 15 000 kuni 16 000 rubla.

Järelikult on poolte töötajate palk mitte rohkem kui 15 184,6 rubla ja teisel poolel mitte vähem kui 15 184,6 rubla.

Statistiliste agregaatide struktuuri võrdlemiseks, tegelike ja normatiivsete struktuuride võrdlemiseks ning dünaamiliste struktuurimuutuste (struktuursete nihkete) kvantifitseerimiseks saab kasutada struktuursete erinevuste näitajaid. Üldistava kvantitatiivse hinnangu annavad struktuursete erinevuste terviklikud näitajad:

Salai indeks:
V. Rjabtsevi indeks:

kus d 1i ja d 0i on võrreldavad struktuurikomponendid,

n – struktuursete gradatsioonide arv (eraldatud rühmad).

Struktuuri graafiline võrdlev analüüs

Sotsiaal-majanduslikes uuringutes tuleb sageli ette olukordi, kus on vaja analüüsida nähtuste või protsesside struktuure mitme perioodi jooksul. Üks analüüsimeetodeid on sel juhul võtta arvesse struktuurseid diagramme.

Kõige tavalisem struktuuriskeem on pirukas või pirukas

Joonis - Töötute koosseis ja struktuur hariduse järgi 2003. aastal, %

Seda tüüpi diagrammi on kõige mugavam kasutada nähtuse struktuuri illustreerimisel ühe, kahe või kolme perioodi kohta, kuid praktikas võib tekkida olukord, kus on vaja võrrelda 5 või enama perioodi struktuuri. Sel juhul peate kasutama sõõriku diagrammi.

Joonis - Töötute koosseis ja struktuur hariduse järgi 1992. aastal. ja 2003, %

Joonis - Töötute koosseis ja struktuur hariduse järgi aastatel 1992, 1998, 2002-2003, %

Rahvastiku struktuuri muutuste hindamiseks ajas ja üksikute rühmade struktuuride määramiseks kasutatakse struktuursete erinevuste ja nihkete näitajaid. Lihtsamad struktuurierinevuste näitajad on [lk 37, Timofejeva]:

Struktuurierinevuste (nihkete) lineaarne koefitsient või Re-indeks:

Kus d1, tee- aruande- ja baasperioodide struktuur, %

P - ridade arv.

Näitab, kui palju keskmiselt ei vasta aruandeperioodi struktuur baasperioodi struktuurile. Indikaatori puuduseks on asjaolu, et selle väärtus sõltub n. Kui n on väike, siis võtab indeks väikseid väärtusi ja vastupidi.

Struktuurimuutuste ruutkordaja:

0 £ d 100 naela või 0 naela s 100 naela (kui andmeid mõõdetakse protsentides).

Mida lähemal on näitajate väärtus 0-le, seda väiksemad on erinevused uuritavate populatsioonide struktuurides; või mida väiksemad on populatsiooni struktuuris toimunud muutused dünaamikas.

Lineaar- ja ruutkordajaid kasutatakse peamiselt struktuurinäitajate dünaamika uurimiseks, sest võimaldavad selgelt teha järeldusi struktuurimuutuste intensiivsuse kohta teatud ajaperioodidel.

Gateva indeks(Gatevi indeks) eristab struktuure, mille ruudu hälvete summa on võrdne.

Ryabtsevi indeks(Rjabtsevi indeks) erineb veidi Gatevi indeksist ja võtab madalamaid väärtusi:

Salai indeks(Szalai indeks) võeti kasutusele, kui uuriti aja-eelarve kasutamise struktuuri erinevusi erinevate elanikkonnarühmade vahel:

Salai indeks erineb kõigist selle grupi ülalpool käsitletud indeksitest. See võtab ühele lähedased väärtused, kui kogusumma on suur arv ühikuid.

Antud indeksid võtavad väärtusi vahemikus 0 kuni 1. Kui üks või teine ​​indeks on võrdne nulliga, siis täheldatakse struktuuride täielikku sarnasust, kui üks on täielik erinevus. Kui üle 0,5, loetakse erinevused aruandeperioodi ja jooksva perioodi struktuuris oluliseks.

Piirkonna elanike sularahasissetulekute struktuuri kohta protsentides on saadaval järgmised tingimuslikud andmed:

Tuleb teha järeldus elanikkonna sularahasissetulekute struktuuri muutuste kohta.

Lahendus.

Eeltoodud näitajate põhjal võime järeldada, et elanikkonna rahalise tulu koosseisus vähenes palga osakaal (baasperioodi 60%-lt aruandeperioodil 42%-le) koos kinnisvaratulu osakaalu suurenemisega. ja äritegevus (vastavalt 24%-lt 44%-le) .

Struktuurimuutuste mõõtmise üldistava tunnuse annavad struktuursete erinevuste integraalnäitajad, 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. Ühe protsendi kasvu absoluutväärtus 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 kasutades geomeetrilise keskmise valemit:

Keskmine kasvutempo leitud, lahutades keskmisest kasvumäärast 100%:

Arvutusmeetodid kesktase Teatud dünaamika sõltub selle tüübist ja teabe täielikkusest.

1) võrdsete ajavahemikega intervallide seeriates määratakse keskmine tase 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.