[ Статистичний аналіз і прогнозування безробіття ] | 1 | 0 | |
1997 | 96,26 | 1 | 0 |
1998 | 93,59 | 0 | 1 |
1999 | 84,74 | 0 | 1 |
2000 | 92,91 | 1 | 0 |
2001 | 81,26 | 0 | 1 |
2002 | 69,73 | 0 | 1 |
2003 | 76,85 | 1 | 0 |
2004 | 67,9 | 0 | 1 |
2005 | 54,13 | 0 | 1 |
Визначаємо значення S = 13 і d = 1. За даними таблиці при n = 14, μ = 4,636, σ 1 = 1,521, σ 2 = 2,153. За цим значенням розрахуємо:
t s = (13-4,636) / 1,521 = 5,499 і t d = (1-0) / 2,153 = 0,465
Табличне значення t табл для двостороннього критерію при рівні значущості 0,10 одно t табл = 1,761, тобто t табл> t d , T табл <t s → гіпотеза про відсутність тенденції в дисперсії показника чисельності безробітних відкидається, а в середній - підтверджується.
3. Визначення наявності тенденції автокореляції.
Автокореляції вимірюють за допомогою коефіцієнта автокореляції:
, Де
σ я і σ я +1-среднеквадратические відхилення рядів і відповідно.
Якщо значення останнього рівня (y n) ряду мало відрізняється від першого (y 1), то зрушений ряд можна умовно доповнити, приймаючи y n = y 1. Тоді y t = y t +1 та значить формула коефіцієнта автокореляції прийме вигляд:
Таблиця 4. Вихідні дані і розрахунок необхідних величин.
рік | ||||
Чисель-ть безраб-х тис.чол. (Y t) | рівні з | y t 2 | ||
1992 | 29,3 | 29,25 | 857,025 | 858,49 |
1993 | 29,25 | 48,03 | 1404,878 | 855,5625 |
1994 | 48,03 | 60,06 | 2884,682 | 2306,881 |
1995 | 60,06 | 66,39 | 3987,383 | 3607,204 |
1996 | 66,39 | 96,26 | 6390,701 | 4407,632 |
1997 | 96,26 | 93,59 | 9008,973 | 9265,988 |
1998 | 93,59 | 84,74 | 7930,817 | 8759,088 |
1999 | 84,74 | 92,91 | 7873,193 | 7180,868 |
2000 | 92,91 | 81,26 | 7549,867 | 8632,268 |
2001 | 81,26 | 69,73 | 5666,26 | 6603,188 |
2002 | 69,73 | 76,85 | 5358,751 | 4862,273 |
2003 | 76,85 | 67,9 | 5218,115 | 5905,923 |
2004 | 67,9 | 54,13 | 3675,427 | 4610,41 |
2005 | 54,13 | 29,3 | 1586,009 | 2930,057 |
разом | 950,4 | 950,4 | 69392,08 | 70785,83 |
середн | 67,89 | 4956,58 | 5056,13 |
r a = 0, 778
Наводимо зіставлення отриманого коефіцієнта автокореляції з табличним при вибірці n = 14. При рівні значущості Р = 0,05 r a табл = 0,335.
Отже, r a факт> r a табл, що говорить про наявність автокореляції в ряду динаміки.
Критерій Дарбіна - Уотсона.
Висувається гіпотеза Н 0 про відсутність автокореляції.
Таблиця 5. Для визначення величини Дарбіна-Уотсона.
рік | тис.чол. | t | t 2 | yt | yt | lt | Lt +1 | Lt 2 | Lt +1- lt | (Lt +1- lt) 2 |
1992 | 29,3 | -13 | 169 | -380,9 | 51,77 | -22,47 | -25 | 504,9 | -2,53 | 6,4 |
1993 | 29,25 | -11 | 121 | -321,75 | 54,25 | -25 | -8,7 | 625 | 16,3 | 265,69 |
1994 | 48,03 | -9 | 81 | -432,27 | 56,73 | -8,7 | 0,85 | 75,69 | 9,55 | 91,2 |
1995 | 60,06 | -7 | 49 | -420,42 | 59,21 | 0,85 | 4,7 | 0,72 | 3,85 | 14,82 |
1996 | 66,39 | -5 | 25 | -331,95 | 61,69 | 4,7 | 32,09 | 22,09 | 27,39 | 750,21 |
1997 | 96,26 | -3 | 9 | -288,78 | 64,17 | 32,09 | 26,94 | 829,8 | -5,15 | 26,52 |
1998 | 93,59 | -1 | 1 | -93,59 | 66,65 | 26,94 | 15,61 | 125,76 | -11,33 | 128,37 |
1999 | 84,74 | 1 | 1 | 84,74 | 69,13 | 15,61 | 21,3 | 243,67 | 5,69 | 32,38 |
2000 | 92,91 | 3 | 9 | 278,73 | 71,61 | 21,3 | 7,17 | 453,69 | -14,13 | 199,66 |
2001 | 81,26 | 5 | 25 | 406,3 | 74,09 | 7,17 | -6,84 | 51,41 | -14,01 | 196,28 |
2002 | 69,73 | 7 | 49 | 488,11 | 76,57 | -6,84 | -2,2 | 46,79 | 4,64 | 21,53 |
2003 | 76,85 | 9 | 81 | 691,65 | 79,05 | -2,2 | -13,63 | 4,84 | -11,43 | 230,65 |
2004 | 67,9 | 11 | 121 | 746,9 | 81,53 | -13,63 | 29,88 | 185,78 | 43,51 | 1893,12 |
2005 | 54,13 | 13 | 169 | 703,69 | 84,01 | -29,88 | - | 592,814 | - | - |
разом | 950,4 | - | 910 | 1130,5 | - | - | - | 3756,83 | - | 5862,9 |
Величина критерію Дарбіна - Уотсона D = 5862,9 / 3756,83 = 1,56
d L = 1,08
d U = 1,36
Расчитанное значення потрапляє у відрізок від d U до 4-d U. Отже, немає підстав відхиляти гіпотезу Н 0 про відсутність автокореляції у залишках.
Після того як встановлено наявність тенденції у низці динаміки, здійснюється її опис за допомогою методів згладжування.
4. Виявлення основної тенденції.
Метод ковзної середньої.
Спочатку знайдемо ковзаючі середні шляхом підсумовування рівнів ряду за кожні 4 роки і розділивши отримані суми на 4. Потім знайдемо центровані ковзаючі середні, для чого знайдемо середні значення з 2 послідовних ковзних середніх. І знайдемо оцінки сезонної компоненти.
Таблиця 6. Розрахунок оцінок сезонної компоненти.
Безраб-них, тис.чол. | Ковзає. Середня | Центр. Скол.сред | Оцінка сезон комп S | |
1 | 48,03 | - | - | - |
2 | 60,06 | 67,685 | - | - |
3 | 66,39 | 79,075 | 73,38 | -6,99 |
4 | 96,26 | 85,245 | 82,16 | 14,1 |
5 | 93,59 | 91,875 | 88,56 | 5,03 |
6 | 84,74 | 88,125 | 90 | -5,26 |
7 | 92,91 | 82,16 | 85,143 | 7,7675 |
8 | 81,26 | 80,188 | 81,173 | 0,086 |
9 | 69,73 | 73,935 | 77,061 | -7,331 |
10 | 76,85 | 67,153 | 70,544 | 6,306 |
11 | 67,9 | - | - | - |
12 | 54,13 | - | - | - |
Рис. 1. Динаміка чисельності безробітних за 1994-2005рр.
Змінна середня дає більш-менш плавна зміна рівнів.
На графіку не проявляється сильно виражений недолік ковзних середніх. Але на початку і в кінці динамічного ряду відсутні дані, в результаті чого стає не зовсім ясна закономірність. Це і є мінусом даного, найбільш простого з усіх інших методу. Для більш точного аналізу використовую метод аналітичного вирівнювання.
Метод аналітичного вирівнювання та визначення параметрів.
Аналітичне вирівнювання ряду динаміки має завдання знайти планову лінію розвитку (тренд) даного явища, що характеризує основну тенденцію її динаміки.
Для відображення основної тенденції розвитку явища застосовуються поліноми різного ступеня, при яких оцінка параметрів виробляється за МНК. Так, для лінійного тренда y = a + bt система рівнянь наступна:
Таблиця 7. Розрахунок параметрів лінійного тренду.
рік | тис.чол. | t | t 2 | уt |
1992 | 29,3 | 1 | 1 | 29,3 |
1993 | 29,25 | 2 | 4 | 58,5 |
1994 | 48,03 | 3 | 9 | 144,09 |
1995 | 60,06 | 4 | 16 | 240,24 |
1996 | 66,39 | 5 | 25 | 331,95 |
1997 | 96,26 | 6 | 36 | 577,56 |
1998 | 93,59 | 7 | 49 | 655,13 |
1999 | 84,74 | 8 | 64 | 677,92 |
2000 | 92,91 | 9 | 81 | 836,19 |
2001 | 81,26 | 10 | 100 | 812,6 |
2002 | 69,73 | 11 | 121 | 767,03 |
2003 | 76,85 | 12 | 144 | 922,2 |
2004 | 67,9 | 13 | 169 | 882,7 |
2005 | 54,13 | 14 | 196 | 757,82 |
разом | 950,4 | 105 | 1015 | 7693,23 |
З таблиці 7 підставимо значення в систему і отримаємо:
Рівняння "лінійної" моделі прийме вигляд:
Оцінимо параметри рівняння на типовість. Для розрахунку використовуємо наступні формули:
де: S 2 - залишкова уточнена дисперсія; m а, m в - помилки за параметрами.
Після підстановки значень вийшли наступні дані:
Оцінимо значимість параметрів моделі за критерієм Стьюдента. Припустимо, що параметри і коефіцієнт кореляції стат. значимі.
де: t a, t b - розрахункове значення t-критерію Стьюдента для параметрів.
Після підстановки даних в формули отримаємо такі значення:
Порівняємо отримане значення з табличним t табличне при Р = 0,05 (рівень значущості) і (n -2) = 2,1788. Так як t розрахункове> t табличне, то параметри рівняння типові (значущі) і дане рівняння використовується в подальших розрахунках.
Оцінимо рівняння в цілому за критерієм Фішера, висуваємо гіпотезу Н 0: про те, що коефіцієнт регресії дорівнює нулю.
F ф = D факт / D ост = 2410,54 / 405,25 = 5,95.
F T (v 1 = 1; v 2 = 12) = 4,75.
Оскільки F ф> F T при 5%-му рівні значущості гіпотеза Н 0 відхиляється, зрівняння в цілому стат. значимо.
З рівняння видно, що щорічно чисельність безробітних зростала в середньому на 2,49%.
Побудуємо графік вихідних даних.
Рис. 2. Графік вихідних даних.
По графіку видно, що часовий ряд характеризується спочатку тенденцією зростання до 2000р., А потім убування. Можна припустити, що даний ряд, ймовірно, розвивається згідно поліноміальної функції, яка описується параболою другого порядку:
Система нормальних рівнянь для розрахунку параметрів параболи 2-го ступеня складе:
рік
а = 13,37; b = 13,94; c =- 1,0017. Відповідно рівняння тренду складе: у = 13,37 +13,94 t -1,0017 t 2 Оцінимо параметри рівняння на типовість. де: S 2 - залишкова уточнена дисперсія; m а, m в, m r - помилки за параметрами. Після підстановки значень вийшли наступні дані: Оцінимо значимість параметрів моделі за критерієм Стьюдента. Припустимо, що параметри і коефіцієнт кореляції стат. значимі. Для розрахунку використовую такі формули: де: t a, t b, t r - розрахункове значення t-критерію Стьюдента для параметрів. Після підстановки даних в формули отримав наступні значення:
Порівняємо отримане значення з табличним t-критерієм Стьюдента. T табличне при Р = 0,05 і (n -2) = 2,1788. Так як t розрахункове> t табличне, то параметри b і r рівняння типові (значущі). Так як t розрахункове <t табличне, то параметри с і а незначущі. Оцінимо рівняння в цілому за критерієм Фішера, висуваємо гіпотезу Н 0: про те, що коефіцієнт регресії дорівнює нулю. F ф = D факт / D ост = 10333,6 / 906,597 = 11,398. F T (v 1 = 1; v 2 = 12) = 4,75. Оскільки F ф> F T при 5%-му рівні значущості гіпотеза Н 0 відхиляється, зрівняння в цілому стат. значимо. 5. Автокорреляция рівнів часового ряду. Для вибору прогностичної моделі необхідно дослідити автокореляції рівнів динамічного ряду, тобто вивчити кореляційний зв'язок між послідовними значеннями рівнів часового ряду. Таблиця 9. Розрахунок коефіцієнта автокореляції.
За даним ряду визначаю серію коефіцієнтів автокореляції (автокорреляционную функцію): r a1 = 0,809, r a2 = 0,52, r a3 = 0,233, r a4 =- 0,421, r a5 =- 0,854, r a6 =- 0,746, r a7 =- 0,894, r a8 =- 0,907, r a9 = -0,735, r a10 =- 0,898, r a11 =- 0,919. Побудуємо графік автокореляційної функції. Рис. 3. Коррелограмма для ряду чисельності безробітних в РБ за 1992-2005рр. Коррелограмма представляє собою загасаючу функцію. По графіку видно, що найбільш високим виявився r a 1 = 0,809, тобто рівні поточного року на 80,9% обумовлені рівнями попереднього року. Тому ряд містить тільки тенденцію і не містить періодичних коливань. У цьому ряду відсутній трендова компонента Т і циклічна (сезонна) компонента S. 3.3. Багатофакторний кореляційно - регресійний аналіз безробіття Таблиця 10. Вихідні дані.
| 208,1 | 6,2 |
Максимальне значення абсолютного приросту (по ланцюговій системі) зафіксовано в 1997 році (7,1%), мінімальне значення - у 1999 році (-4,5%). Максимальне значення абсолютного приросту за базисною системі склало 16,4% в 1998 році, мінімальне - 0,1 у 1993 році. Загалом абсолютний приріст рівня безробіття за ланцюговою, так і за базисною системам з 1992 по 1998р збільшується, а з 1998р зменшується. Це пояснюється, перш за все, нерівномірністю освоєння інвестицій по відношенню до періоду фінансового року, що характеризує великий потік інвестицій на завершення розпочатих проектів в кінці року, і відносно невеликий потік їх протягом решти часу.
Коефіцієнти зростання і приросту, як за базисною, так і за ланцюговим системам також спочатку збільшуються, а потім зменшуються. Максимальний коефіцієнт зростання як за ланцюговою зафіксований в 1994р., За базисною в 1998р .- 3,828. Мінімальне значення коефіцієнта зростання по ланцюговій системі приймає у 2005 році і становить 0,784, а за базисною системою - в 1993 році і становить 1,017.
Коефіцієнт приросту досягає свого максимального значення за базисним системам у 1993р., І становить - 0,017, за ланцюговою системі в 1998р. (2,828). Коефіцієнт приросту досягає свого мінімального значення: по ланцюговій системі в 1998р., І становить - -0,216; по базисній системі -2,828 у 1998 року.
Так як темпи зростання і приросту залежать від коефіцієнтів росту і приросту, то їх максимальні значення будуть також перебувати по ланцюговій системі в 1994 р., за базисною в 1998р. Максимальне значення темпу зростання за ланцюговій системі становить 166,1%, за базовою - 382,76%, мінімальне - 78,43% і 101,72% відповідно. Максимальне значення темпу приросту по ланцюговій системі становить 66,102%, за базовою - 282,76%, мінімальне відповідно - -21,57% і 1,724%.
Розрахуємо середньорічний рівень чисельності безробітних:
У = 280,1 / 14 = 20,01%, тобто за період 1992-2005рр. щорічно рівень чисельності безробітних склала 20,01%.
Середній абсолютний приріст:
Дорівнює Δ = 6,2 / 13 = 0,48%, тобто за період з 1992-2005рр. в середньому щорічно абсолют. приріст рівня чисельності безробітних склав 0,48%.
Середній коефіцієнт зростання:
Т р = 1,042 або 104,2% - це говорить про те, що з 1992-2005рр. в середньому щорічно темп зростання безробітних склав 104,2%.
Середній темп приросту:
Т пр = 104,2% -100% = 4,2% - з 1992-2005рр. в середньому темп приросту досягав 4,2%.
2. Визначення наявності тенденції.
Висуваємо гіпотезу Н 0 про відсутність тенденції, перевірка здійснюється на основі кумулятивного t-критерію Стьюдента. Розрахункове значення визначається за формулою:
, Де
Таблиця 2. Для розрахунку характеристик S 2 і Z 2.
рік | рівень | S 2 | Z 2 |
1992 | 5,8 | 82,16128 | 82,16 |
1993 | 5,9 | 80,35842 | 162,5197 |
1994 | 9,8 | 25,64699 | 188,1667 |
1995 | 12,7 | 4,684133 | 192,8508 |
1996 | 14,9 | 0,001276 | 192,8521 |
1997 | 22 | 50,91842 | 243,7705 |
1998 | 22,2 | 53,8127 | 297,5832 |
1999 | 17,7 | 8,041276 | 305,6245 |
2000 | 19,1 | 17,94128 | 323,5658 |
2001 | 18,4 | 12,50128 | 336,067 |
2002 | 15,4 | 0,28699 | 336,354 |
2003 | 16,9 | 4,144133 | 340,4982 |
2004 | 15,3 | 0,189847 | 340,688 |
2005 | 12 | 8,204133 | 348,8921 |
разом | 208,1 | 348,8921 | 3691,593 |
T p = 10,581; t p = 4,26
Табличне значення t-критерію Стьюдента для числа ступенів свободи df = (n -2) = 12 і ймовірності 95% становить 2,1788. T p> t табл → гіпотеза Н 0 про рівність середніх відкидається, розбіжність між середніми істотно значимо і не випадково , то в ряді динаміки існує тенденція середньої і, отже у вихідному часовому ряду тенденція є.
3. Метод аналітичного вирівнювання та визначення параметрів.
Рис.7. Графік загального рівня безробіття.
По графіку видно, що часовий ряд характеризується спочатку тенденцією зростання до 1998р., А потім убування. Можна припустити, що даний ряд, ймовірно, розвивається згідно поліноміальної функції, яка описується параболою другого порядку:
Таблиця 3. Розрахунок параметрів тренда.
рік | тис.чол. | t | t2 | t3 | t4 | yt | yt2 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
1992
Підставимо значення з таблиці 3 і вирішимо систему. Отримаємо параметри рівняння тренду: а = 2,46; b = 3,545; c =- 0,205. Відповідно рівняння тренду складе: = 2,46 +3,545 t -0,205 Оцінимо параметри рівняння на типовість. Знайдемо S 2 - залишкова уточнена дисперсія; m а, m в, m r - помилки за параметрами. Отримаємо наступні дані: S 2 = 6,29; m а = 0,671; m в = 0,028; m r = 0,173 Оцінимо значимість параметрів моделі за критерієм Стьюдента. Припустимо, що параметри і коефіцієнт кореляції стат. значимі. Знайдемо розрахункові значення t-критерію Стьюдента для параметрів: t a = 3,669; t b = 126,61; t з =- 7,32; t r = 4,636. Порівняємо отримане значення з табличним t-критерієм Стьюдента. T табличне при Р = 0,05 і (n -2) = 2,1788. Так як t розрахункове> t табличне, то параметри а, b і r рівняння типові (значущі). Так як t розрахункове <t табличне, то параметр з незнач. Оцінимо рівняння в цілому за критерієм Фішера, висуваємо гіпотезу Н 0: про те, що коефіцієнт регресії дорівнює нулю. F ф = D факт / D ост = 348,89 / 6,29 = 55,47. F T (v 1 = 1; v 2 = 12) = 4,75. Оскільки F ф> F T при 5%-му рівні значущості гіпотеза Н 0 відхиляється, зрівняння в цілому стат. значимо. Індекс детермінації тут становить 0,642. Отже, рівнянням регресії пояснюється 64,2% дисперсії результативної ознаки, а на частку інших чинників доводиться 35,8% її дисперсії (тобто залишкова дисперсія). 3.6. Багатофакторний кореляційно - регресійний аналіз Таблиця 4. Вихідні дані.
Для аналізу необхідно з декількох чинників зробити попередній відбір факторів для регресійної моделі. Зробимо це за підсумками розрахунку коефіцієнта кореляції, тобто візьмемо ті фактори, зв'язок яких з результативним ознакою буде виражена більшою мірою. Розглянемо наступні фактори: - Дохід на душу населення - x 1 (%) - Індекс споживчих цін - x 2 (%) - Індекс ВРП - x 3 (%) Розрахуємо коефіцієнт кореляції для лінійного зв'язку і для наявних факторів - x 1, x 2 і x 3: Для фактора x 1 отримуємо коефіцієнт кореляції: r 1 = 0,042 Для фактора x 2 отримуємо коефіцієнт кореляції: r 2 = 0,437 Для фактора x 3 отримуємо коефіцієнт кореляції: r 3 = 0,151 За отриманими даними можна зробити висновок про те, що: 1) Зв'язок між x 1 та y відсутня, так як коефіцієнт кореляції менше 0,15. Таким чином, виникає необхідність виключити даний фактор із подальших досліджень. 2) Зв'язок між x 2 і y пряма (так як коефіцієнт кореляції позитивний) і помірна, так як вона знаходиться між 0,41 і 0,50. Тому, будемо використовувати чинник у подальших розрахунках. 3) Зв'язок між x 3 та y пряма (так як коефіцієнт кореляції позитивний) і слабка. Тим не менше, будемо використовувати чинник у подальших розрахунках. Таким чином, два найбільш впливових чинника - Індекс споживчих цін - x 2 і індекс ВРП - x 3. Для наявних факторів x 2 і x 3 складемо рівняння множинної регресії. Перевіримо фактори на мультиколінеарності, для чого розрахуємо коефіцієнт кореляції r x 2 x 3. Підставивши наявні дані (з таблиці 10) у формулу, маємо таке значення: r x 2 x 3 = 0,747. Отриманий коефіцієнт говорить про дуже високу зв'язку, тому подальший аналіз по обох факторів вестися не може. Однак у навчальних цілях продовжимо аналіз. Проводимо оцінку суттєвості зв'язку за допомогою коефіцієнта множинної кореляції: R = 0,512 Так як R <0,8, то зв'язок визнаємо не суттєвою, але, тим не менш, у навчальних цілях, проводимо подальше дослідження. Рівняння прямої має наступний вигляд: ŷ = a + bx 1 + cx 3 Для визначення параметрів рівняння необхідно вирішити систему: Вирішивши систему, одержимо рівняння: Ŷ = 41,57-0,042 x 1 -0,183 x 3 Для даного рівняння знайдемо похибку апроксимації: A = 15,12 А> 5%, то дану модель не можна використовувати на практиці. Проведемо оцінку параметрів на типовість. Розрахуємо значення величин: S 2 = 28,039 m a = 0,886; m b = 0,0003; m с = 0,017; t a = 41,57 / 0,886 = 46,919; t b =- 0,042 / 0,0003 =- 140; t c =- 0,183 / 0,017 =- 10,77. Порівняємо отримані вище значення t для α = 0,05 і числа ступенів свободи (n -2) з теоретичним значенням t-критерію Стьюдента, який t теор = 2,1788. Розрахункові значення t b і t з <t теор, значить дані параметри не значимі і дане рівняння не використовується для прогнозування. Далі оцінимо істотність сукупного коефіцієнта множинної кореляції на основі F-критерію Фішера за формулою: де: n - число рівнів ряду; к - число параметрів; R - коефіцієнт множинної кореляції. Після розрахунку одержуємо: F = 1,41 Порівняємо F розр з F теор для числа ступенів свободи U 1 = 9 і U 2 = 2, бачимо, що 1,41 <19,40, тобто F розр <F теор - зв'язок визнається не суттєвою, тобто кореляція між факторами x 2, x 3 та у не істотна. 3.7. Прогнозування рівня безробіття Визначивши наявність тенденції, можна почати прогнозування. I. Спочатку проведемо прогнозування методом середнього абсолютного приросту. Для цього треба перевірити чи виконуються передумови. Обчислюємо дані для підстановки у формули передумов: ρ 2 = 5,88 σ 2 ост = 4,65 тому що σ 2 ост <ρ 2, умова виконується, значить можна будувати прогноз на основі середнього абсолютного приросту. Обчислимо середній абсолютний приріст: , Де y p - прогнозований рівень; y b - кінцевий рівень ряду як найбільш близький до прогнозованого; L-період попередження; Δ-середній абс.прірост. Підставляємо значення y b = 12 L = 1 Δ = 0,48 у функцію прогнозу: y p = 12 +0,48 * 1 = 12,48 - прогноз на 2006р. y p = 12 +0,48 * 2 = 12,23 - прогноз на 2007р. Фактично рівень безробіття в 2006р. склав 14,1%. Обчислимо помилку прогнозу для порівняння методів прогнозування на точність: 14,1-12,48 = 1,62. Тепер складемо прогноз методом середнього темпу зростання. Обчислимо середній темп зростання: y p = y b * К L = 1,042 Підставимо це значення у формулу і складемо прогноз на 2006р.: y p = 12 * 1,042 1 = 12,304 Обчислимо помилку: 14,1-12,304 = 1,796. Так як помилка при прогнозуванні методом середнього абсолютного приросту менше помилки при прогнозуванні методом середнього темпу зростання, то можна зробити висновок, що прогнозування першим методом дає більш точні результати. Тому ми залишаємо для аналізу результатів дані прогнозу, отримані методом середнього абсолютного приросту. Складемо діаграму при прогнозуванні методом абсолютного приросту. Рис. 8.Уровень загального безробіття при прогнозуванні «методом абсолютного приросту» II. Наступний спосіб прогнозування - методом екстраполяції тренда. Раніше по аналітичному вирівнюванню знайшли рівняння параболи другого ступеня: = 2,46 +3,545 t -0,205 Зробимо прогноз на 2006р., Приймемо t = 7, тому що нумерація дат визначена з середини ряду, тобто Σ t = 0. у p = 2,46 +3,545 * 7-0,205 * 49 = 17,23 - прогноз на 2006р. Визначимо довірчий інтервал прогнозу, в основі якого лежить показник коливання рівнів ряду. Коливання рівнів ряду визначається за формулою: S y = S y = 2,62 Інтервал визначається за допомогою помилки прогнозу S p = S y * Q, де Q - поправочний коефіцієнт, що враховує період попередження. Q = 1,064 Тоді помилка прогнозу: S p = 2,62 * 1,064 = 2,79 Відповідно довірчий інтервал прогнозу складе: у p + t * S p, де t-табличне значення t-критерію Стьюдента. При ά = 0,05 і числі ступенів свободи n -3 = 11 t = 2,2010. у p +2,2010 * 2,79 або 17,23 +6,14, тобто 11,09 <у p <23,37 Значить, прогнозна величина знаходиться в даному інтервалі. Рис.9. Рівень безробіття при прогнозуванні «методом екстраполяції тренду» III. Метод експоненційних середніх. Тепер проведемо експоненціальне згладжування та прогноз (Exsponential Smoothing and Forecasting) тимчасового ряду в ППП «Statistira 5.5». Таблиця 5. Експоненціальне згладжування і прогноз. Exp. smoothing: S0 = 19,76 T0 = 19,08 (new1.sta) Damped trend, no season; Alpha =, 100 Gamma =, 100 Phi =, 100 Рівень безробіття
| ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
1996 | 14,9 | 12,919 | 1,981 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
1997 | 22 | 15,157 | 6,843 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
1998 | 22,2 | 22,379 | -0,179 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
1999 | 17,7 | 22,583 | -4,883 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2000 | 19,1 | 18,005 | 1,095 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2001 | 18,4 | 19,429 | -1,029 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2002 | 15,4 | 18,717 | -3,317 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2003 | 16,9 | 15,666 | 1,234 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2004 | 15,3 | 17,1914 | -1,8914 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2005 | 12 | 15,564 | -3,564 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
2006 | 12,2069 |
Рис. 10. Експоненціальне згладжування.
Таким чином, за результатами проведеного аналізу випливає, що рівень безробіття в 2006 році зросте в порівнянні з 2005р. на 0,2% і складе 60,6 тис.осіб.
Висновок
У даній роботі було розглянуто таке поняття як безробіття, її сутність. Було з'ясовано, що безробіття буває фрикційна, структурна, добровільна, інституційна і циклічна, а також технологічна, конверсійна, молодіжна, вимушена, прихована, застійна та інші. Основними показниками безробіття є: рівень безробіття, частота, тривалість безробіття. Ще в роботі була розглянута методика розрахунку цих показників, основні джерела отримання інформації про безробіття, а також методи дослідження безробіття: метод статистичного обліку та методи соціологічного опитування. У даній роботі для прогнозування використовувалися методи:
1) на основі середніх показників динаміки;
2) на основі екстраполяції тренда;
3) на основі ковзних і експоненціальних середніх.
Два перших методу прогнозування дають майже ідентичні результати. Це добре видно з наведених діаграм. Прогнози показують досить виражений підйом. Але прогноз методом екстраполяції тренда має більш різкий характер, у той час як прогноз методом середнього абсолютного приросту має більш плавну лінію.
Ринок праці в Республіці характеризується прискореним зростанням пропозиції робочої сили, низьким попитом на неї, швидким збільшенням рівня безробіття. Основна причина - спад виробництва в промисловості, машинобудуванні, агропромисловому комплексі. Так, рівень безробіття в республіці в 2005 р. склав 12% від економічно активного населення республіки. Також відзначаються тенденція до зниження якості робочої сили, зростання застійної безробіття.
Але загальна картина прогнозування показує, що зростання безробіття в Республіці Бурятія буде продовжуватися в досить інтенсивному темпі і до 2007 року досягне більш 65,68 тис. чоловік.
Програми
Додаток 1
1.Чісленность безробітних в Республіці Бурятія. (На кінець місяця)
Жовтень 1998 | 2003 | 2004 | 2005 | 2006 | |
Загальна чисельність безробітних, тис.осіб | 95 | 79,1 | 67,9 | 63,6 | 60,6 |
З них: студенти, | |||||
учні, | |||||
пенсіонери, | 6,1 | 13,4 | 5,1 | ... | ... |
жінки, | 38,5 | 40,4 | 33,9 | ... | ... |
особи, що проживають у сільській місцевості | 31 | 28,4 | 24,5 | ... | ... |
У відсотках | 100 | 100 | 100 | ... | ... |
студенти, учні, | |||||
пенсіонери, | 6,4 | 16,9 | 7,5 | ... | ... |
особи, що проживають у сільській місцевості | 32,7 | 35,9 | 36 | ... | ... |
Чисельність безробітних, зареєстрованих в органах державної служби зайнятості, людина | 13766 | 9806 | 11803 | 14376 | 15730 |
З них: жінки | 10026 | 6764 | 7860 | 9139 | 9817 |
особи, що проживають у сільській місцевості | 4925 | 3731 | 4522 | 6347 | 7380 |
У відсотках: | 100 | 100 | 100 | 100 | 100 |
жінки, | 72,8 | 69 | 69 | 63,6 | 62,4 |
особи, що проживають у сільській місцевості | 35,8 | 38 | 38 | 44,1 | 46,9 |
Відношення чисельності безробітних, зареєстрованих в органах державної служби зайнятості до загальної чисельності до загальної чисельності безробітних, відсотків | 14,5 | 12,3 | 17,4 | ... | ... |
Станом на початок жовтня 1998р., З 2003-2006рр. - Станом на кінець року.
Додаток 2
2.Распределеніе чисельності безробітного населення за віковими групами в Республіці Бурятія.
Всього | з нього | ||||||||||
до 20 | 20-24 | 25-29 | 30-34 | 35-39 | 40-44 | 45-49 | 50-54 | 55-59 | 60-72 | ||
тисяч чоловік | |||||||||||
безробітні - всього | |||||||||||
1992 | 29,3 | 5,1 | 6,4 | 4 | 4,3 | 3,6 | 1,8 | 1,5 | 1 | 0,7 | 1 |
1993 | 29,3 | 5,1 | 6,6 | 4,9 | 3,3 | 3,9 | 2,3 | 0,8 | 0,7 | 0,7 | 1 |
1994 | 48 | 8,3 | 8,6 | 6,2 | 7,9 | 6,3 | 4,3 | 2,2 | 1,6 | 1,9 | 0,7 |
1995 | 60,1 | 5,3 | 10,1 | 11,9 | 9,2 | 8,6 | 5,4 | 3,6 | 3,5 | 1,9 | 0,6 |
1996 | 66,4 | 4,8 | 9,4 | 10,1 | 8,8 | 14,8 | 3,7 | 5,8 | 3,3 | 5,7 | 0 |
1997 | 96,3 | 9,5 | 16,8 | 12,1 | 15,8 | 11,2 | 13,4 | 8 | 1,3 | 7,6 | 0,6 |
1998 | 93,6 | 8,2 | 16,6 | 13,1 | 16 | 12,7 | 10 | 7,5 | 3,4 | 4,7 | 1,2 |
1999 | 84,7 | 9,3 | 19,4 | 13,4 | 9,8 | 9,7 | 6,8 | 9,9 | 4,8 | 1,6 | 0 |
2000 | 92,9 | 11 | 18 | 7,1 | 8,7 | 14,4 | 15,3 | 11,9 | 3,8 | 1,1 | 1,5 |
2001 | 81,3 | 8,5 | 17,9 | 9,7 | 9,4 | 10,8 | 10,2 | 6,4 | 5,2 | 0,7 | 2,4 |
2002 | 69,7 | 6,7 | 8,7 | 16,5 | 5,5 | 5 | 8,8 | 8,5 | 5,1 | 2,1 | 2,6 |
2003 | 76,8 | 10,9 | 16,4 | 6,6 | 7,5 | 7,5 | 9,8 | 7,7 | 5,4 | 2,8 | 2,2 |
2004 | 67,9 | 4,8 | 16 | 10,8 | 8,1 | 7,1 | 6,9 | 7,8 | 2,7 | 2 | 1,7 |
2005 | 54,13 | 3,9 | 10,7 | 8,2 | 8,6 | 3,6 | 5,4 | 3,7 | 4,3 | 2,2 | 3,6 |
Чоловіки | |||||||||||
1992 | 16,7 | 2,9 | 3,4 | 3,1 | 2,2 | 2,1 | 1,1 | 0,8 | 0,2 | 0,4 | 0,5 |
1993 | 14,1 | 2,9 | 4,1 | 1,7 | 1 | 2 | 1,4 | 0,2 | 0 | 0,4 | 0,7 |
1994 | 27,6 | 4,4 | 6,3 | 3,8 | 4,2 | 3,6 | 1,5 | 1,4 | 0,8 | 1,3 | 0,3 |
1995 | 35,9 | 2,7 | 7 | 6,6 | 4,9 | 4,6 | 3,6 | 2,1 | 3,1 | 1,1 | 0,3 |
1996 | 35,4 | 2,7 | 3,2 | 6,3 | 4,3 | 9,4 | 1,8 | 2,9 | 2,5 | 2,3 | 0 |
1997 | 53,1 | 3,3 | 8,3 | 7,1 | 7,3 | 6,8 | 7,3 | 6,7 | 1,3 | 5 | 0 |
1998 | 56 | 5,2 | 10,5 | 8 | 6,1 | 8,1 | 6,7 | 4,4 | 3 | 3,3 | 0,7 |
1999 | 40,2 | 4,6 | 10,2 | 5,5 | 5 | 5,5 | 2,2 | 4,5 | 1,4 | 1,3 | 0 |
2000 | 47,5 | 6,1 | 9,9 | 4,1 | 2,4 | 6,8 | 8,4 | 6,5 | 2,2 | 0,3 | 0,7 |
2001 | 44,5 | 4,1 | 9,2 | 5,3 | 5,2 | 6,8 | 6,3 | 2,5 | 3,2 | 0,4 | 1,7 |
2002 | 39,4 | 3,9 | 5 | 8,4 | 4 | 2,1 | 7,1 | 4,2 | 2,5 | 0,9 | 1,4 |
2003 | 37 | 5,6 | 8,6 | 2,9 | 3,1 | 4,3 | 6,2 | 2,6 | 2,2 | 0,5 | 1,2 |
2004 | 34 | 2 | 8,7 | 5,7 | 3,8 | 2,4 | 3,5 | 3,4 | 1,8 | 1,2 | 1,4 |
2005 | 25,5 | 1,6 | 6,9 | 3,8 | 3,1 | 2 | 3,3 | 0 | 1,9 | 0,4 | 2,5 |
Жінки | |||||||||||
1992 | 12,6 | 2,2 | 3 | 0,9 | 2,1 | 1,5 | 0,6 | 0,8 | 0,8 | 0,3 | 0,4 |
1993 | 15,1 | 2,2 | 2,6 | 3,3 | 2,3 | 1,9 | 0,8 | 0,7 | 0,7 | 0,3 | 0,3 |
1994 | 20,4 | 3,9 | 2,3 | 2,5 | 3,8 | 2,7 | 2,8 | 0,8 | 0,8 | 0,6 | 0,3 |
1995 | 24,2 | 2,6 | 3,2 | 5,3 | 4,3 | 4 | 1,8 | 1,5 | 0,4 | 0,9 | 0,3 |
1996 | 31 | 2,1 | 6,2 | 3,8 | 4,5 | 5,4 | 1,9 | 2,9 | 0,8 | 3,4 | 0 |
1997 | 43,2 | 6,2 | 8,5 | 5 | 8,5 | 4,4 | 6,1 | 1,4 | 0 | 2,5 | 0,6 |
1998 | 37,6 | 3,1 | 6,1 | 5 | 9,9 | 4,6 | 3,4 | 3,1 | 0,4 | 1,5 | 0,5 |
1999 | 44,6 | 4,8 | 9,2 | 7,9 | 4,8 | 4,2 | 4,6 | 5,4 | 3,4 | 0,3 | 0 |
2000 | 45,4 | 4,9 | 8,1 | 3 | 6,3 | 7,6 | 6,8 | 5,4 | 1,6 | 0,8 | 0,8 |
2001 | 36,8 | 4,4 | 8,7 | 4,5 | 4,2 | 4 | 4 | 3,9 | 2 | 0,3 | 0,7 |
2002 | 30,3 | 2,8 | 3,7 | 8,1 | 1,6 | 3 | 1,8 | 4,4 | 2,6 | 1,1 | 1,2 |
2003 | 39,8 | 5,4 | 7,8 | 3,7 | 4,5 | 3,2 | 3,6 | 5,2 | 3,2 | 2,3 | 1 |
2004 | 33,9 | 2,8 | 7,3 | 5,1 | 4,3 | 4,6 | 3,4 | 4,4 | 0,9 | 0,7 | 0,3 |
2005 | 28,7 | 2,3 | 3,7 | 4,3 | 5,5 | 1,6 | 2,1 | 3,7 | 2,4 | 1,8 | 1,1 |
Додаток 3
3. Розподіл чисельності безробітного населення за рівнем освіти в Республіці Бурятія.
рік | всього | в тому числі мають освіту | ||||||
вища | неповне | середнє | началь | середнє | основне | началь | ||
тисяч чоловік | ||||||||
Безробітні-всього | ||||||||
1992 | 29,3 | 2,9 | 0,69 | 6,05 | 0 | 11,93 | 7,3 | 0,44 |
1993 | 29,25 | 2,09 | 0,24 | 8,05 | 0 | 13,5 | 4,97 | 0,4 |
1994 | 48,03 | 6,1 | 1,89 | 11,74 | 0 | 19,39 | 8,9 | 0 |
1995 | 60,06 | 6,72 | 2,71 | 19,3 | 0 | 22,29 | 8,68 | 0,36 |
1996 | 66,39 | 5,94 | 1,57 | 16,45 | 0 | 29,66 | 11,29 | 1,48 |
1997 | 96,26 | 11,55 | 3,19 | 33,43 | 3,2 | 27,9 | 16,28 | 0,71 |
1998 | 93,59 | 9,89 | 1,54 | 23,29 | 5,97 | 37,32 | 14,06 | 1,52 |
1999 | 84,74 | 9,63 | 3,5 | 27,27 | 9,66 | 21,47 | 11,88 | 1,33 |
2000 | 92,91 | 6,13 | 6,81 | 24,49 | 4,87 | 35,12 | 14,4 | 1,09 |
2001 | 81,26 | 8,59 | 2,12 | 19,75 | 7,26 | 31,53 | 10,85 | 1,16 |
2002 | 69,73 | 9,59 | 1,42 | 16,98 | 7,69 | 25,28 | 8,77 | 0 |
2003 | 76,85 | 7,93 | 1,95 | 15,26 | 9,68 | 27,08 | 13,78 | 1,16 |
2004 | 67,9 | 8,9 | 1,73 | 12,28 | 14,87 | 23,34 | 6,18 | 0,59 |
2005 | 54,13 | 8,34 | 2,07 | 8,78 | 10,59 | 19,07 | 5,29 | 0 |
Чоловіки | ||||||||
1992 | 16,7 | 1,42 | 0,3 | 2,39 | 0 | 7,12 | 5,03 | 0,44 |
1993 | 14,13 | 0,78 | 0,24 | 3,11 | 0 | 6,43 | 3,33 | 0,23 |
1994 | 27,63 | 3,57 | 1,34 | 5,55 | 0 | 10,56 | 6,61 | 0 |
1995 | 35,87 | 3,45 | 2,3 | 9,86 | 0 | 12,56 | 7,71 | 0 |
1996 | 35,36 | 0,77 | 0,86 | 6,79 | 0 | 16,23 | 9,92 | 0,8 |
1997 | 53,09 | 6,15 | 0,78 | 15,73 | 1,07 | 18,54 | 10,11 | 0,71 |
1998 | 55,95 | 4,59 | 0,79 | 11,4 | 4,67 | 23,76 | 9,22 | 1,52 |
1999 | 40,17 | 2,83 | 0,43 | 13,25 | 4,64 | 10,17 | 7,84 | 1,01 |
2000 | 47,55 | 4,08 | 4,19 | 9,03 | 2,14 | 18,32 | 9,46 | 0,32 |
2001 | 44,51 | 5,48 | 0,5 | 8,59 | 3,52 | 19,56 | 6,32 | 0,54 |
2002 | 39,44 | 5,42 | 0,61 | 8,24 | 4,39 | 14,01 | 6,77 | 0 |
2003 | 37,05 | 1,26 | 1,44 | 6,78 | 5,54 | 13,65 | 7,54 | 0,84 |
2004 | 34,04 | 3,52 | 1,31 | 4,53 | 7,53 | 11,8 | 5,03 | 0,33 |
2005 | 25,45 | 3,91 | 0,35 | 2,13 | 5,71 | 9,91 | 3,45 | 0 |
1994 | 20,4 | 2,53 | 0,55 | 6,19 | 0 | 8,84 | 2,29 | 0 |
1995 | 24,18 | 3,27 | 0,41 | 9,43 | 0 | 9,74 | 0,98 | 0,36 |
1996 | 31,02 | 5,17 | 0,71 | 9,66 | 0 | 13,42 | 1,37 | 0,69 |
1997 | 43,17 | 5,4 | 2,41 | 17,69 | 2,13 | 9,36 | 6,17 | 0 |
1998 | 37,64 | 5,31 | 0,74 | 11,88 | 1,3 | 13,56 | 4,85 | 0 |
1999 | 44,57 | 6,8 | 3,07 | 14,01 | 5,02 | 11,3 | 4,05 | 0,32 |
2000 | 45,36 | 2,05 | 2,61 | 15,46 | 2,72 | 16,8 | 4,94 | 0,77 |
2001 | 36,76 | 3,11 | 1,62 | 11,16 | 3,74 | 11,97 | 4,54 | 0,62 |
2002 | 30,29 | 4,17 | 0,81 | 8,74 | 3,3 | 11,27 | 2 | 0 |
2003 | 39,8 | 6,67 | 0,51 | 8,48 | 4,14 | 13,43 | 6,24 | 0,33 |
2004 | 33,86 | 5,37 | 0,42 | 7,75 | 7,34 | 11,55 | 1,16 | 0,26 |
2005 | 28,67 | 4,43 | 1,72 | 6,64 | 4,88 | 9,15 | 1,84 | 0 |
Додаток 4
Динаміка показників безробіття в Республіці Бурятія.
Найменування показників | 2004 | 2005 | 2006 |
Загальна чисельність безробітних, тис. осіб | 67,9 | 63,6 | 60,6 |
Чисельність безробітних, зареєстрованих в органах державної служби зайнятості, людина | 11803 | 14376 | 15730 |
Середня тривалість безробіття | 9,8 | ... | 10,5 |
Приложение5
5. Рівень безробіття за віковими групами в Республіці Бурятія.
Всього | з нього | ||||||||||
до 20 | 20-24 | 25-29 | 30-34 | 35-39 | 40-44 | 45-49 | 50-54 | 55-59 | 60-72 | ||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 |
Зайнято в економіці - всього | |||||||||||
1992 | 5,8 | 21 | 12 | 5,7 | 4,6 | 4,3 | 2,6 | 5,2 | 2 | 2,9 | 7,6 |
1993 | 5,9 | 19,7 | 12,9 | 7,7 | 3,7 | 4,7 | 3,2 | 2,6 | 1,7 | 2,7 | 7 |
1994 | 9,8 | 30,1 | 15 | 10,4 | 9,5 | 7,8 |
5,9 | 5,5 | 4,8 | 7,4 | 9 | |||||||
1995 | 12,7 | 27 | 17,2 | 20,8 | 12,2 | 10,6 | 7,3 | 7,5 | 13 | 7,7 | 7,9 |
1996 | 14,9 | 25,5 | 17,2 | 18,8 | 13,6 | 18,1 | 5,3 | 10,6 | 16,2 | 26,8 | 0 |
1997 | 22 | 58,7 | 33,8 | 25,1 | 25,9 | 15,1 | 17,9 | 14,4 | 6,1 | 25,1 | 10,8 |
1998 | 22,2 | 60,4 | 31,4 | 26,5 | 29,8 | 18,2 | 14,9 | 12,6 | 15,1 | 20,5 | 15,3 |
1999 | 17,7 | 42,6 | 34,9 | 23,5 | 17,1 | 12,4 | 9,4 | 16,6 | 14,7 | 6,5 | 0 |
2000 | 19,1 | 49,2 | 28,9 | 11,6 | 15,6 | 19,7 | 21,4 | 18,2 | 9,9 | 7,5 | 7,2 |
2001 | 18,4 | 42,4 | 31,9 | 16,5 | 20 | 17,4 | 14,1 | 10,3 | 13 | 7,1 | 17,1 |
2002 | 15,4 | 35,5 | 15,9 | 25,8 | 10,4 | 8,7 | 12,8 | 14,6 | 11,7 | 13,7 | 15,3 |
2003 | 16,9 | 53,5 | 28,6 | 11,2 | 14 | 13,4 | 14,4 | 12,7 | 11,6 | 19,5 | 12,1 |
2004 | 15,3 | 26,7 | 28,5 | 19 | 16,3 | 13 | 10,2 | 12,9 | 5,7 | 12,1 | 11 |
2005 | 12 | 23,3 | 19,9 | 12,4 | 14,9 | 7 | 8,3 | 6,6 | 8,6 | 10,2 | 22,7 |
Чоловіки | |||||||||||
1992 | 6,1 | 17,6 | 11,3 | 8 | 4,4 | 4,8 | 3,3 | 5,2 | 0,8 | 2,5 | 7 |
1993 | 5,3 | 17,7 | 13,6 | 5 | 2,1 | 4,6 | 3,9 | 1 | 0 | 2,2 | 8 |
1994 | 10,4 | 26,3 | 18,9 | 11,9 | 9,7 | 8,4 | 4,1 | 7,1 | 4,3 | 7,9 | 6,6 |
1995 | 14,1 | 26,2 | 20,4 | 20,5 | 12,2 | 10,8 | 9,5 | 9 | 22,6 | 6,4 | 7,9 |
1996 | 14,7 | 32 | 10,2 | 20 | 13,3 | 20,7 | 5,3 | 10,3 | 23,3 | 16,4 | 0 |
1997 | 23 | 54,9 | 32,4 | 26,6 | 21,6 | 18 | 19,3 | 25 | 10,5 | 26 | 0 |
1998 | 24,7 | 71 | 34,5 | 26,9 | 21,4 | 22,5 | 19,3 | 15,6 | 25,2 | 22,7 | 14 |
1999 | 16,2 | 29,9 | 31,7 | 17,7 | 16,6 | 14,2 | 5,9 | 15,7 | 8,2 | 13,8 | 0 |
2000 | 18,9 | 49,3 | 28,6 | 12,3 | 8,5 | 18,3 | 24 | 20,5 | 10,9 | 3,4 | 7,5 |
2001 | 19,1 | 35,4 | 30 | 16,9 | 20,1 | 21,1 | 17,3 | 8,1 | 15,1 | 7,2 | 18,8 |
2002 | 16,8 | 28,1 | 16,9 | 24,2 | 14,4 | 7,3 | 21,6 | 14,3 | 10,7 | 10,6 | 20,9 |
2003 | 15,9 | 48,6 | 27,8 | 8,5 | 11,3 | 14,9 | 18,5 | 8,9 | 10,2 | 5,7 | 15,4 |
2004 | 14,9 | 18,5 | 28,8 | 18,2 | 14,9 | 8,9 | 10,7 | 12,9 | 7 | 12,7 | 16 |
2005 | 11,1 | 13,3 | 22,7 | 11,2 | 10,9 | 7,9 | 11,2 | 0 | 8 | 2,8 | 40,6 |
Жінки | |||||||||||
1992 | 5,4 | 28,1 | 13,1 | 2,8 | 4,9 | 3,7 | 1,9 | 5,2 | 3,2 | 3,8 | 8,3 |
1993 | 6,6 | 23 | 11,8 | 10,5 | 5,5 | 4,9 | 2,5 | 4,3 | 3,5 | 3,7 | 5,5 |
1994 | 9,1 | 35,9 | 9,5 | 8,8 | 9,3 | 7,1 | 7,7 | 3,9 | 5,4 | 6,4 | 13,8 |
1995 | 11 | 27,9 | 12,9 | 21,1 | 12,2 | 10,3 | 5,1 | 6,1 | 2,8 | 10,1 | 7,9 |
1996 | 15,1 | 20,2 | 26,4 | 17,2 | 13,8 | 15 | 5,3 | 10,9 | 8,1 | 46,8 | 0 |
1997 | 20,9 | 60,9 | 35,4 | 23,2 | 31,3 | 12,1 | 16,5 | 4,7 | 0 | 23,4 | 51,1 |
1998 | 19,4 | 48,4 | 27,2 | 26 | 39,3 | 13,6 | 10,2 | 9,9 | 3,7 | 16,8 | 17,5 |
1999 | 19,3 | 71,8 | 39,2 | 30,4 | 17,6 | 10,7 | 12,9 | 17,5 | 21,5 | 2,1 | 0 |
2000 | 19,3 | 49,1 | 29,3 | 10,7 | 23 | 21,1 | 18,9 | 16 | 8,8 | 14,3 | 7 |
2001 | 17,6 | 52 | 34,3 | 16,1 | 19,9 | 13,4 | 10,9 | 12,5 | 10,7 | 7,1 | 14 |
2002 | 13,9 | 56,2 | 14,6 | 27,8 | 6,1 | 10 | 4,9 | 14,9 | 12,8 | 17,8 | 11,6 |
2003 | 18 | 59,9 | 29,6 | 14,9 | 16,8 | 11,9 | 10,4 | 16,1 | 12,8 | 41,5 | 9,6 |
2004 | 15,8 | 39,5 | 28,2 | 19,9 | 17,8 | 17,2 | 9,8 | 13 | 4,1 | 11,3 | 4,7 |
2005 | 12,9 | 46,9 | 16,2 | 13,8 | 18,6 | 6,2 | 6 | 12,7 | 9,2 | 24,5 | 11,5 |
Список використаної літератури
Абакумов М. М. Безробіття і самозайнятість. - М., 1999.-201с.
Брайер К. Х. Безробіття і неповна зайнятість / / Соціолоіческіе ісследованія.-1998 .- № 10.-С.101-108.
Гусаров В.М. Теорія Статистики: Навчальний посібник для вузів. - М: Аудит, Видавниче об'єднання «ЮНИТИ», 1998. - 463с.
Єлісєєва І.І. Статистика: Підручник - М: Проспект, 2005. - 443с.
Єлісєєва І.І. Статистика: Підручник-М: ТК Велбі, изд-во Проспект, 2008 .- 448с.
Куришева С.В., Кашина О.М. Статистичне вивчення зайнятості та безробіття: Текст лекцій - Вид-во Санкт-Петербурзького державного університету економіки і фінансів, 1999. - 85С.
Маркс К. Капітал. - М.: Смарт, 2000. - Т.1. - 389с.
Соколова Г. Н. Структура зайнятості та безробіття: Проблеми і тенденції / / Економіка і жізнь.-2001 .- № 1.-56с.
Харченко Л.П., Долженкова В.Г., Іонін В.Г. Статистика: Навчальний посібник. - М: ИНФРА-М, 2001. - 384 с.
Хуссманнс Р., Мехран Ф., Верма В. Обстеження економічно активного населення: зайнятість, безробіття і неповна зайнятість. - М., 1994.-270с.
Чепуріна М. М., Кисельова О. О. Курс економічної теорії. - С-Пб., 2001. - 103с.
12. Никифорова А. А. Рівень безробіття: як її рахувати? / / Питання економіки.-1993 .- № 12.-С.73-79.
13. Бестужев - Лада, Ігор Васильович. Про безробіття.
14. Шмойловой Р.А. Теорія статістікі.-4 вид. М: Фінанси і статистика-2004р.-656с.
Будь ласка, не зберігайте тестовий текст.