Статистичний аналіз і прогнозування безробіття

[ виправити ] текст може містити помилки, будь ласка перевіряйте перш ніж використовувати.

скачати

Зміст

Введення

Глава 1. Теоретичні основи вивчення безробіття

1.1. Поняття безробіття

1.2. Види безробіття

Глава 2. Методологія аналізу безробіття

2.1. Система показників, що характеризують безробіття

2.2. Методи, використовувані для вимірювання стану безробіття

Глава 3. Економіко-статистичний аналіз і прогнозування безробіття

3.1. Економічний аналіз

3.2. Аналіз динаміки безробіття з використанням тимчасових рядів

3.3. Багатофакторний кореляційно - регресійний аналіз безробіття

3.4. Прогнозування безробіття

Висновок

Програми

Список використаної літератури

Введення

Я вирішила написати курсову роботу на тему: "Статистичний аналіз і прогнозування безробіття", так як проблема безробіття є найбільш актуальною на сьогоднішній день.

Здійснюваний в Росії перехід до ринкових відносин пов'язаний з великими труднощами, виникненням багатьох соціально-економічних проблем. Одна з них - проблема зайнятості, яка нерозривно пов'язана з людьми, їх виробничою діяльністю. Перехід до ринку не тільки загострив проблеми зайнятості, а й додав до них нові, пов'язані зі структурною перебудовою російської економіки і виникненням нових трудових відносин, обумовлених різними формами власності. У результаті відбулося неминуче вивільнення працівників з підприємств і поповнення ними вже і без того численної армії безробітних. Десятки і навіть сотні тисяч людей у нашій країні виявилися в буквальному сенсі викинутими на вулицю. Але тільки четверта частина з них згідно з офіційними даними мають статус безробітного. Але розглядати безробіття тільки як явище перехідного періоду помилково. Вона пов'язана і з економічним розвитком, і зі зміною потреби в робочій силі, і з соціальним статусом самого працівника.

Безробіття - не просто відсутність роботи, це також і соціальна катастрофа, що надає потужне і руйнівний вплив на людей. Це явище позначається на економічному, соціальному і психологічному стані людей. І хоча безробіття може виявитися творчим, мобілізуючим волю випробуванням, більшість пройшли через це говорять, що пережили відчай, безсилля і розгубленість, особливо якщо були без роботи довше, ніж кілька тижнів. Психологами доведено, що зіткнення з безробіттям негативно позначається на середній тривалості життя, стан здоров'я, довголіття і рівні смертності, пристрасть до алкоголю. Більше того, хочеться особливо відзначити, що скорочуються не тільки доходи сім'ї, а й втрачається самоповагу людей, виникають різного ступеня складності захворювання на нервовому грунті і спостерігається відчуття безнадії в завтрашньому дні. Людина просто-напросто втрачає орієнтир і сенс подальшої боротьби за життя. Він просто починає існувати, а не жити. А це, на мій погляд, найгірше, тому що втрачається особистість індивіда.

Для багатьох людей почуття власної гідності безпосередньо пов'язано з тією справою, якою вони зайняті. Тому, виявивши, що вони є незатребуваними на ринку праці, люди переживають важкий психологічний потрясіння, депресію. Депресія, у свою чергу, призводить до бездіяльності, а бездіяльність до втрати кваліфікації, втрати самоповаги, занепаду моральних підвалин, а також до громадських і політичних заворушень.

Об'єктом дослідження є безробіття.

Предмет дослідження - показники і методи, використовувані для вимірювання стану безробіття.

Мета даної роботи - вивчення показників безробіття, використовуваних для вимірювання її стану; статистичний аналіз і прогнозування безробіття.

У своїй роботі я послідовно розгляну такі завдання як:

1) розглянути основні поняття ринку праці, зайнятості та безробіття;

2) описати основні види безробіття;

3) вивчити показники безробіття;

4) розглянути методи, використовувані для вимірювання стану безробіття.

5) зробити статистичний аналіз і прогнозування безробіття.

Структура роботи. Курсова робота складається з вступу, трьох розділів, висновків, додатку та списку використаної літератури.

Глава 1. Теоретичні основи вивчення безробіття.

1.1. Поняття безробіття.

Світова економічна практика свідчить, що забезпечення повної зайнятості та одночасне підвищення економічної ефективності суспільного виробництва в сучасних умовах важко досягти, швидше за все, неможливо. Це пояснюється тим, що головний чинник економічного зростання і об'єктивності виробництва - науково-технічна революція виступає одночасно з головним фактором виникнення безробіття.

Економічна ефективна реалізація досягнень НТР неможлива без абсолютного вивільнення робочої сили. При цьому скорочення зайнятості відбувається не тільки при техніко-технологічному оновленні діючих робочих місць, але і при новому капітальному будівництві. Останнє здійснюється в умовах НТР на новій технічній основі, що забезпечує скорочення зайнятості і питоме здешевлення виробництва. Істотний вплив на безробіття справляють структурні зміни в економіці, що також є наслідком впливу НТР, зокрема, на прискорення темпу науково-технічного прогресу, який надає різке вплив на кон'юнктуру товарних ринків і викликає розбіжність попиту та пропозиції на робочу силу.

Найчастіше ринкову економіку пов'язують з безробіттям. Дійсно, історичний досвід вчить, що в країнах з ринковою системою господарювання практично завжди існує певна кількість безробітних. Прийнято вважати, що рівень безробіття від 1 до 3% цілком припустимо, з безробіттям в 5% економіка здатна існувати, але вже 7% - соціально небезпечний рівень, якого треба уникати.

Слід, щоправда, відзначити, що і в ринковій і в неринковій економіці зазвичай існують два явища: безробіття людей і «безробіття» робочих місць, тобто поряд з людьми, що не мають роботи, є незайняті робочі місця. Але зазвичай в ринковій економіці кількість безробітних людей набагато перевищує кількість не відповідають їхнім запитам робочих місць, тоді як в неринковій економіці і навіть в економіці перехідного типу частіше спостерігається зворотна картина.

Безробіття - це соціально-економічне явище, при якому частина робочої сили (економічно активного населення) не зайнята у виробництві товарів і послуг. Безробітні поряд із зайнятими формують робочу силу країни. У реальному економічному житті безробіття виступає як перевищення пропозиції робочої сили над попитом на неї.

До безробітному за визначенням МОП (Міжнародна Організація Праці) відноситься індивід, який:

1) не має роботи на даний момент, тобто не працювали за плату за наймом або на власному підприємстві, як це передбачено міжнародним визначенням зайнятості;

2) робить конкретні та активні спроби знайти роботу;

3) у даний момент готовий приступити до роботи, тобто почати працювати за плату за наймом або на власному підприємстві протягом звітного періоду.

До безробітних, згідно зі статистикою багатьох розвинених країн, відносяться особи, які не зайняті на момент проведення опитування щодо статусу їхніх зайнятості, що робить спроби знайти роботу протягом попередніх чотирьох тижнів та зареєстровані на біржі праці.

Безробіття - це явище, органічно пов'язане з ринком праці. За російським законодавством, безробітними визнаються працездатні громадяни, які не мають роботи і заробітку, зареєстровані в органах служби зайнятості з метою пошуку підходящої роботи, шукають роботу і готові приступити до неї.

1.2. Види безробіття

Сучасні економісти розглядають безробіття як природну і невід'ємну частину ринкового господарства. У зв'язку з цим велика увага приділяється аналізу типів безробіття. Кожен з існуючих видів безробіття породжується своїми причинами.

Фрикційне безробіття пов'язане з пошуками чи очікуваннями роботи. Одні люди добровільно змінюють місце роботи у зв'язку зі зміною професійної орієнтації, зміною місця проживання або щоб зайняти кращі посади в інших фірмах. Інші люди шукають нову роботу внаслідок звільнення по невідповідності або з-за банкрутства фірми. Треті тимчасово втрачають сезонну роботу. Четверті (молодь) вперше шукають роботу. Коли всі ці люди приступлять до роботи, їм на зміну прийдуть нові, зберігаючи з місяця в місяць цей тип безробіття. Фрикційне безробіття є навіть бажаною, тому що дозволяє працівникам поліпшувати умови праці та знаходити більш високу заробітну плату.

Сьогодні фрикційне безробіття вважають тією ціною, яку суспільство має платити за підтримання ефективності економіки, за постійне оновлення виробництва на догоду мінливим запитам громадян. Головною ознакою такого безробіття є її невелика тривалість. І тому фрикційне безробіття - явище, яке усунути, не тільки неможливо, але і недоцільно. Більш складною є оцінка структурної безробіття.

Структурна - безробіття, викликане великими структурними змінами в економіці, коли суспільство позбавляється від застарілих підприємств, підгалузей, іноді навіть цілих галузей, що спричиняє зникнення великого числа робочих місць для тих, хто там працював раніше.

У ході технологічних перетворень попит на одні професії зменшується або припиняється, на інші збільшується, змінюється географічний розподіл робочих місць. Наприклад, впровадження персональних комп'ютерів скоротило попит на друкарські машинки, що знизило попит на працю на підприємствах з виробництва друкарських машинок. Одночасно збільшився попит на працю в електронній промисловості. Різні регіони виробляють різні товари, попит на працю може одночасно скорочуватися в одних регіонах і зростати в інших. Якщо фрикційні безробітні мають навички, які можуть застосовувати, то структурні безробітні без перепідготовки, додаткового навчання, зміни місця проживання знайти роботу не зможуть. Оскільки структурні зрушення відбуваються постійно, і робочим потрібен певний час для зміни роботи, то структурне безробіття носить стійкий характер.

Структурні безробітні відчувають труднощі в отриманні роботи через недостатньо високою або стала недостатньої кваліфікації, дискримінації за ознаками статі, етнічної приналежності, сексуальної орієнтації, віку чи інвалідності. Навіть у періоди високого рівня зайнятості серед структурних безробітних зберігається непропорційно високе безробіття. Уникнути структурного безробіття неможливо.

Структурне безробіття, при всій своїй хворобливості, також може не хвилювати країну, але лише в тому випадку, якщо загальна кількість вільних місць не поступається кількості людей, що шукають роботу, хоча і мають інші спеціальності.

Циклічне безробіття викликається спадом, тобто тією фазою економічного циклу, яка характеризується недостатністю загальних витрат. Коли сукупний попит на товари і послуги зменшується, зайнятість скорочується, а безробіття росте. Спад - це циклічне зниження ділової активності, в результаті якого люди втрачають робочі місця, на той період поки знову не зросте попит і не відбудеться пожвавлення ділової активності.

Для згладжування негативних наслідків такого виду безробіття необхідні розробка і прийняття спеціальних програм забезпечення зайнятості населення, субсидованих державою. За оцінками західних фахівців, в періоди економічних підйомів і спадів величина циклічного безробіття може коливатися від 0 до 8-10% і більше, значно збільшуючи, тим самим загальний рівень безробіття.

Ще один з видів безробіття - сезонне безробіття, яка породжується тимчасовим характером виконання тих чи інших видів діяльності і функціонування галузей господарства. До них відносяться сільськогосподарські роботи, рибальство, збирання ягід, сплав лісу, полювання, частково будівництво та деякі інші види діяльності. У цьому випадку окремі громадяни і навіть цілі підприємства можуть інтенсивно працювати кілька тижнів або місяців у році, різко скорочуючи свою діяльність в інший час. У період напруженої роботи відбувається масовий набір кадрів, а в період згортання робіт - масові звільнення. Цей вид безробіття за окремими характеристиками відповідає циклічному безробітті, за іншими - фрикційної, оскільки вона носить добровільний характер. Прогноз показників сезонної безробіття можна визначити з великим ступенем точності, оскільки вона повторюється з року в рік, і, відповідно, є можливість підготуватися до вирішення проблем, викликаних нею.

Однією з різновидів безробіття є часткове безробіття, що виникає в результаті зниження попиту на продукцію підприємства. У цьому випадку можливі два варіанти поведінки підприємця: або він зберігає можливість трудитися для частини персоналу повний робочий час, а іншу частину звільняє, або без звільнення дає можливість працювати всім неповний робочий час, що і веде до виникнення часткового безробіття.

Аналіз економічних показників дає можливість оцінити витрати безробіття. Так, вважається, що при кожному збільшенні реального обсягу виробництва на 2% норма безробіття має тенденцію до зниження на 1%, і навпаки.

Виходячи з необхідності обліку безробітних та прийняття відповідних державних заходів щодо забезпечення роботою всіх бажаючих, розрізняють: зареєстровану безробіття, яка відображає кількість незайнятих громадян, які шукають роботу, готові приступити до неї та взятих на облік у державній службі зайнятості;

приховане безробіття, до якої належать працівники, зайняті на виробництві, але насправді є «зайвими». Суть її в тому, що в умовах неповного використання ресурсів підприємства, викликаного економічною кризою, компанія не звільняє працівників, а переводить їх або на скорочений режим робочого часу (неповний робочий тиждень чи робочий день), або відправляють у змушені неоплачені відпустки. Формально таких працівників не можна визнати безробітними, однак фактично вони є такими. Це свідчить, що одне робоче місце зайве, а рівень прихованого безробіття сягає 50%.

Існує ще так звана безробіття з обстеження - оціночна величина, що характеризує реальний стан на ринку праці на основі періодичних спеціальних опитувань працездатного населення.

Добровільне безробіття - це безробіття пов'язане з небажанням працювати, існує за наявності вільних робочих місць, коли потенційного працівника не влаштовує рівень заробітної плати, або сам характер праці (важкий, малоцікавий, непрестижний працю).

Вимушене безробіття виникає внаслідок відсутності сировини, енергії, комплектуючих, що призвів до зупинки підприємства, породжується новими умовами функціонування підприємств і формами найму, а так само вимушеним переселенням.

Застійне безробіття - ця форма безробіття, найбільш характерна для економіки перехідного суспільства. Застійне безробіття як найбільш типова форма безробіття перехідної економіки посилюється тим, що традиції минулого багато в чому призводять до надій значної частини працівників на можливість вирішення своїх проблем у майбутньому за рахунок підтримки держави, але не за рахунок власної активності.

Глава 2. Методологія аналізу безробіття

2.1. Система показників, що характеризують безробіття

Основні показники безробіття: рівень загального безробіття, рівень зареєстрованого безробіття і тривалість безробіття.

Рівень безробіття визначається як відношення кількості безробітних до числа зайнятих і безробітних (у відсотках) за такою формулою:

УБ = Б / (З + Б) × 100%,

де УБ - рівень безробіття;

З - число зайнятих;

Б - кількість безробітних.

Рівень реєстрованого безробіття, що визначається відношенням чисельності безробітних, зареєстрованих в органах служби зайнятості, до чисельності економічно активного населення:

У РБ = Ч РБ / Ч зан x 100%,

де У РБ - рівень реєстрованого безробіття;

Ч РБ - чисельність зареєстрованих безробітних;

Ч ЕАН - чисельність економічно активного населення;

Цей показник має адміністративний характер. Якщо людина прийшла в службу зайнятості, його зареєстрували, поставили на облік. Він приходить до служби зайнятості, відзначається, йому виплачують допомогу. Такі люди вважаються безробітними в рамках адміністративної системи.

Тривалість безробіття характеризується часом знаходження без роботи і визначається як середня тривалість перебування без роботи всіх безробітних або окремих їх категорій або безробітних окремих територій і т.п. Коли тривалість періоду пошуку роботи перевищує календарний рік, безробіття вважається небезпечною, «застійної».

За картками персонального обліку звернулися за допомогою у працевлаштуванні може бути визначена загальна тривалість працевлаштування громадян (людино-днів). Тривалість працевлаштування розраховується по всіх громадянах, працевлаштованим у звітному році, виходячи з даних про дату зняття з обліку з причини працевлаштування і про день реєстрації звернулася за працевлаштуванням. На підставі даного показника можна визначити середню тривалість працевлаштування громадян за рік, використовуючи формулу:

Аналогічно по всім безробітним, працевлаштованим у звітному році, розраховується загальна тривалість працевлаштування безробітних (людино-днів). При цьому тривалість пошуку роботи кожного вважається з дня реєстрації людини як "безробітний" до зняття з обліку з причини його працевлаштування.

Далі цей показник може використовуватися для розрахунку середньої тривалості працевлаштування безробітних в днях (шляхом поділу його на загальне число безробітних, працевлаштованих у звітному році). Для прогнозних розрахунків чисельності безробітних аналізується рівень обращаемости населення до органів служби зайнятості. Інтенсивність попиту на робочу силу може бути оцінена через число звернень з питань працевлаштування на 1000 осіб працездатного населення в працездатному віці.

Рівень загального безробіття, що визначається як питома вага безробітних у чисельності економічно активного населення (ЕАН) на початок (кінець) періоду або в середньому за рік:

Рівень безробіття (%) =

Нерідко рівень безробіття визначається як питома вага безробітних у загальному обсязі трудових ресурсів. Знайдений таким чином рівень безробіття по своїй величині виявляється нижче розглянутого раніше (у% до ЕАН). Між ними існує приблизно наступна зв'язок:

Рівень безробіття Частка економічно Рівень безробіття

у% до економічно активного населення * = в трудових

активного населення у трудових ресурсах ресурсах

Наведена взаємозв'язок показників справедлива лише в цілому. У ряді випадків можливі їх порушення, якщо в складі безробітних виявиться, велика частка осіб непрацездатного віку (наприклад, пенсіонерів, які шукають роботу і готові до неї приступити), бо вікові межі для категорій трудові ресурси і економічно активне населення не збігаються. Однак у більшості випадків наведені рівності мають місце.

Сума показників рівнів зайнятості та безробіття в трудових ресурсах дає питома вага економічно активного населення у трудових ресурсах. Відсутні до 100 відсотки - економічно не активне населення, яке не входить до складу робочої сили. Оскільки чисельність економічно активного населення, чисельність зайнятих і безробітних пов'язані адитивно, динаміка цих показників характеризується наступним чином:

де К е - коефіцієнт зростання чисельності економічно активного населення; К з і К б - коефіцієнти зростання чисельності зайнятих і безробітних;

У з 0 і У б 0 - рівні зайнятості та безробіття в базисному періоді.

Темп динаміки загальної чисельності безробітних визначається показниками темпів зростання. Зміни у рівні безробіття хоча і можуть бути виміряні коефіцієнтами зростання, але наочніше характеризувати їх у вигляді абсолютних приростів, виражених в процентних пунктах. Зміна в пунктах рівня безробіття можна визначити, грунтуючись на моделі динаміки чисельності економічно активного населення:

де Δ У б - абсолютна зміна рівня безробіття, виражене в процентних пунктах.

Як правило, рівень безробіття, розрахований за методологією МОП на основі вибіркових обстежень, у 3-6 разів вище рівня, зареєстрованого в органах Державної служби зайнятості РФ. Відмінності цих показників ще більш відчутні, якщо врахувати склад безробітних по підлозі. Оцінка значущості подібної відмінності може бути дана за допомогою F - критерію Фішера, якщо розглядати матеріали вибірки до поширення їх на генеральну сукупність:

F = D факт / D ост,

де D факт і D ост - факторна і залишкова дисперсії на одну ступінь свободи.

Для визначення цих дисперсій можна використовувати такі формули, що враховують правило додавання дисперсій альтернативної ознаки:

;

,

де k - число груп населення за статтю,

р j - частка безробітних, які звернулися до служби зайнятості, в загальній чисельності безробітних (окремо серед чоловіків і серед жінок);

p - середня частка безробітних, які звернулися в службу зайнятості в цілому по обстеженню;

n j - чисельність безробітних-окремо для чоловіків і жінок;

n - загальна чисельність безробітних.

Факторна дисперсія характеризує відмінності за статтю рівня звернення безробітних в службу зайнятості. Залишкова дисперсія оцінює варіацію частки безробітних, які звернулися в службу зайнятості, незалежно від статі громадян. Отже, якщо F - критерій фактичний перевищує табличну величину, то склад безробітних за статтю обумовлює істотні відмінності у рівні офіційно зареєстрованої в службах зайнятості безробіття.

Дані поточної статистики служб зайнятості про працевлаштування населення використовуються для оцінки загальної чисельності безробітних в періоди між обстеженнями населення з проблем зайнятості. Для розрахунку чисельності безробітних в місяці між двома обстеженнями застосовується інтерполяція співвідношення чисельності безробітних, отриманої за даними обстеження, і чисельності незайнятого населення, врахованої в службі зайнятості на відповідну дату. Методика подібних розрахунків може бути різною в залежності від прийнятої концепції інтерполяції.

Спочатку визначається, як змінилося за період між двома останніми обстеженнями співвідношення загальної чисельності безробітних, отриманої за даними обстеження, і чисельності незайнятого населення, що складає на обліку в органах служби зайнятості.

C n = x n / y n; C 0 = x 0 / y 0; Δ = С n - C 0; Δ = Δ / t,

де x n і x 0 - загальна чисельність безробітних за даними двох останніх обстежень;

y n і y 0 - чисельність незайнятого населення, що складає на обліку в органах служби зайнятості;

C n і C 0 - співвідношення загальної чисельності безробітних;

Δ - зміна цих співвідношень між двома останніми обстеженнями;

Δ - зміна співвідношень між двома обстеженнями в середньому за місяць;

t - число місяців між двома суміжними обстеженнями.

Якщо припустити, що щомісячно дане співвідношення зростає на одну і ту ж величину, то загальна чисельність безробітних на кінець аналізованого місяця визначиться як:

,

де t - порядковий номер місяця після дати попереднього обстеження;

Y t - чисельність незайнятого населення, що складає неврахуванні в органах служби зайнятості на кінець аналізованого місяця t.

Можливий і інший метод інтерполяції чисельності безробітних між двома датами обстеження, якщо припустити, що щомісячно розглядається співвідношення двох джерел інформації про чисельність безробітних змінюється не в арифметичній, а в геометричній прогресії (в одне і те ж число раз). З цією метою визначимо загальний коефіцієнт зростання даного співвідношення: k 0 = C n / C 0,

Тобто коефіцієнт зростання співвідношення даних за період між двома суміжними обстеженнями.

Середній щомісячний коефіцієнт зростання даного співвідношення знайдемо як: .

Тоді, припускаючи, що щомісяця дане співвідношення змінюється в одне і те ж число раз - k, чисельність безробітних у місяці t можна оцінити за формулою: .

Теоретично обидва варіанти інтерполювання рівноправні, хоча на практиці віддається перевагу першому методу як більш простому.

Статистика вивчає склад населення, що шукає роботу і звернулася в службу зайнятості за статтю, віком та освітою. Як результат діяльності служби зайнятості визначається чисельність працевлаштованих її органами громадян у загальній чисельності звернулися. Найбільшу питому вагу серед працевлаштованих становлять не зайняті трудовою діяльністю громадяни як найбільш потребують підтримки особи.

За всім безробітним, працевлаштованим у звітному році, розраховується загальна тривалість працевлаштування безробітних (людино-днів). При цьому тривалість пошуку роботи кожного вважається з дня реєстрації людини як безробітного до зняття з обліку з причини його працевлаштування. Далі цей показник може використовуватися для розрахунку середньої тривалості працевлаштування безробітних в днях (шляхом поділу його на загальне число безробітних, працевлаштованих у звітному році).

Для прогнозних розрахунків чисельності безробітних аналізується рівень обращаемости населення до органів служби зайнятості. Інтенсивність попиту на робочу силу може бути оцінена через число звернень з питань працевлаштування на 1000 осіб працездатного населення в працездатному віці, тобто

Результативність роботи органів служб зайнятості з працевлаштування населення багато в чому залежить від достовірності та своєчасності інформації від підприємств про потребу в робочій силі, про вакансії на робочі місця. В даний час по регіонах Росії визначається навантаження незайнятого населення на одну вакансію:

Чисельність незайнятих, які звернулися

Навантаження незайнятого в служби зайнятості на кінець періоду

населення на одну =

вакансію Кількість вакансій на кінець періоду

Даний показник фіксує масштаб напруженості на ринку праці.

Засобами статистики при аналізі даних вибіркового обстеження з проблем зайнятості та від органів служби зайнятості за додатком до форми № 1-Т «Звіт про працевлаштування і зайнятості населення» отримують соціальний склад безробітних. У звіті міститься інформація про якісний склад безробітних (розподіл їх за статтю, віком, рівнем освіти, причин звільнення, наявністю дітей, професії, спеціальності). Вивчення якісного складу безробітних сприяє розробці більш ефективної політики зайнятості (субсидії на розширення робочих місць, система підготовки і перепідготовки робочої сили, заохочення підприємницької діяльності та ін)

Освітній складу безробітних можна порівнювати з аналогічним складом зайнятих. З позиції професійної орієнтації безробітних необхідне вивчення їх вікового складу.

Щоб прогнозувати зайнятість і безробіття, необхідна інформація про тривалість безробіття. На підставі розподілу безробітних можна наближено визначити середню тривалість безробіття як середню арифметичну зважену:

,

де T i - Час відсутності роботи в i-ій групі;

N i - чисельність безробітних i-ої групи.

Медіану тривалості безробіття визначають за формулою:

Me = x 0 + i * (N Me-S Me-1) / f Me

де x 0 - нижня межа медіанного інтервалу, тобто першого інтервалу з накопиченою частотою 50 і більше%;

i - величина медіанного інтервалу;

N Me - порядковий номер медіани;

S Me -1 - накопичена частота предмедіанного інтервалу;

f Me - локальна частота медіанного інтервалу.

Цей показник характеризує те, що близько половини безробітних шукають роботу понад знайденої величини медіани.

Час пошуку роботи досить тісно пов'язано з віком безробітних і суттєво відрізняється по підлозі. Розраховують коефіцієнти кореляції і детермінації. Суттєвість даних відмінностей підтверджується величиною F - критерію Фішера, яка повинна бути вище табличного значення. Розрахунок F-критерію здійснюється за формулою:

F = r 2 / (1 ​​- r 2) * (n -2),

де n - число вікових груп.

Щоб правильно оцінити ситуацію на ринку праці, необхідно проаналізувати причини, що призвели громадян до статусу безробітних (у зв'язку з вивільненням через скорочення штатів, ліквідації організації, власної справи, з звільненням за власним бажанням). Різні причини скорочення робочих місць обумовлюють відповідну систему заходів соціального захисту безробітних. Разом з тим неоднакові реальні можливості допомоги у працевлаштуванні при істотних відмінностях ситуацій на ринку праці призводять до сильної диференціації регіонів за рівнем офіційно зареєстрованого безробіття.

2.2. Методи, використовувані для вимірювання стану безробіття

В даний час у світовій практиці застосовується два основні методи вимірювання безробіття: на основі даних відповідних служб про зареєстрованих безробітних і загальнонаціональних вибіркових обстежень домогосподарств.

Кожен з методів має свої переваги і недоліки. Вибіркове обстеження населення дозволяє виявити практично всі категорії безробітних, у тому числі й ті, які з яких-небудь причин опинилися поза полем зору служб зайнятості. Крім того, дані обстежень зручні для міждержавних зіставлень. У той же час можливості застосування названого методу обмежені.

По-перше, для регулярного і якісного проведення опитувань на основі репрезентативної (у тому числі по регіонах) вибірки та оперативної обробки їх результатів потрібні відповідне технологічне забезпечення, кваліфіковані кадри та чималі фінансові витрати. У багатьох країнах, що розвиваються це стало серйозною перешкодою на шляху широкого розповсюдження даного методу.

По-друге, будь-вибіркове обстеження на відміну від суцільного спостереження об'єктивно передбачає наявність статистичної помилки. У процесі дроблення вибірки (наприклад, при регіональному аналізі чи дезагрегування показників) помилка вибірки стає все більш значущою. На певному етапі вибірка може втратити репрезентативність.

По-третє, ті чи інші концептуальні положення, які складають вибірки, запитання анкети періодично переглядаються, що призводить до непорівнянності даних за різні періоди часу.

Переваги обліку безробіття на основі даних реєстрації полягають в тому, що при цьому не потрібно значних фінансових витрат, а звітність має суцільний і безперервний характер, що дозволяє легко відокремити сезонні коливання зайнятості, безробіття та інших параметрів ринку праці від довгострокових тенденцій їх зміни. Суцільна статистика дає можливість докладно аналізувати ситуацію в кожному регіоні і становище безробітних за окремими категоріями, так як в цьому випадку дезагрегування саме по собі не знижує достовірність показників.

У країнах, які застосовують реєстраційний метод, шириться розуміння того, що зібрана інформація неминуче є неповною, оскільки вона являє собою лише побічний продукт органу соціального захисту, орієнтованого, перш за все на допомогу певного контингенту населення. Інформація про кількість зареєстрованих безробітних, які користуються правом на допомогу, неминуче "відсікає" тих осіб, які не мають роботи, які або не задовольняють критеріям реєстрації, або порушили якісь правила, або просто вважають за краще шукати роботу самостійно (правда, чисельність останньої категорії в розвинених країнах невелика, тому що процедура реєстрації проста, а допомоги виплачуються регулярно). Крім того, критерії надання допомоги різняться по країнах, тому національні дані непорівнянні.

Всі перераховані обставини спонукають європейські країни, які спираються на дані звітності служб зайнятості, регулярно (як правило, один - два рази на рік) проводити вибіркові обстеження відповідно до методології МОП. Таким чином, протягом уже чотирьох десятиліть в багатьох країнах збираються дані про рівень безробіття з двох незалежних джерел.

За даними вибіркових обстежень визначають чисельність осіб, які не мають роботи або прибуткового заняття, активно його шукають і готові приступити до роботи, які відповідно до методології МОП класифікуються як безробітні. Перш за все, дається інформація про абсолютної чисельності безробітних в країні і по регіонах.

Глава 3. Економіко-статистичний аналіз і прогнозування безробіття

3.1. Економічний аналіз безробіття

Звичним явищем для деяких категорій населення стало безробіття. У 2005 році із загальної чисельності трудових ресурсів 252,4 тис. осіб або 30,4% не зайнято в економіці. З них 54,1 тис. осіб - це особи, які не мають роботи або прибуткового заняття, які шукають роботу і готові приступити до неї, і відповідно до критеріїв Міжнародної організації праці (МОП) класифікуються як безробітні. Загальна чисельність безробітних за 2006р. збільшилася на 6,5 тис. осіб або на 12% і склала 60,6 тис. осіб. За рік чисельність безробітних - чоловіків збільшилася на 10,6 тис. осіб (42%), жінок - безробітних скоротилася на 4,1 тис. осіб (14%). Питома вага жінок у загальній чисельності безробітних склав 41% і за рік зменшився на 12 процентних пункту. (Див. додаток 1)

Безробітні в республіці в середньому молодше зайнятого населення. Середній вік безробітних у 2006 році склав 33,3 року, а зайнятих - 38,3. Найбільша п'ятирічна група в складі безробітних - це особи у віці від 25 до 29 років, на їх частку припадає 19,1% загальної чисельності безробітних, а всього у віці до 30 років перебуває 46,5% безробітних. Серед зайнятих частка осіб у віці до 30 років значно менше (27,8%). (Додаток 2)

Близько чверті безробітних мають вищу або середню професійну освіту. Серед жінок таке освіту мають 32,7%, серед чоловіків - 19,1%. Слід зазначити, що питома вага безробітних з вищою та середньою спеціальною освітою за останні роки падає як у жінок, так і чоловіків. (Додаток 3)

Як показали матеріали обстежень населення з проблем зайнятості, частка безробітних, що використовують як способу пошуку роботи звернення до органів державної служби зайнятості, за останні роки дещо зросла. Серед безробітних цей спосіб пошуку роботи використовували 37,1% (в2005г. - 33,5%, 2004р. - 38,1%, 2003р .- 36,6%, в 2001р. - 29%). В даний час найбільш реальним є звернення при пошуку роботи до допомоги друзів, родичів і знайомих - його використовували понад 57% безробітних. Середній час пошуку роботи безробітними в 2006 р. склало 10,5 місяців, збільшилася частка безробітних, що шукають роботу рік і більше. Стаж перебування у стані безробіття один рік і більше мали 33.1 тис. осіб або 54,6% безробітних (2005р. -22,4 тис. чоловік, тобто 41,3%).

У 2006 р. приток у безробіття осіб, вивільнених з підприємств у зв'язку з ліквідацією або скороченням штатів, скоротився на 10%. П'ята частина безробітних втратили роботу з цієї причини. Зросла в складі безробітних чисельність осіб звільнилися за власним бажанням на 2,4 тис осіб, або на 43%.

Поряд з припливом безробітних, раніше мали роботу, збільшилася чисельність безробітних, які не мають досвіду роботи. За рік чисельність цих осіб зросла на 10,2 тис осіб, їх питома вага в загальному числі безробітних склав 41,2% (у 2005р. -27,4%).

Рівень загального безробіття (за методологією МОП)

У цілому рівень загальної безробіття в республіці за весь період її реєстрації вище, ніж у Росії, що говорить про напруженість на регіональному ринку праці.

У загальній чисельності безробітних 3,6 тис. чоловік становлять громадяни, яким, відповідно до законодавства РФ, не може бути присвоєний статус безробітного в органах зі сприяння зайнятості населення. Серед них 0,8 тис. осіб (1,3% від загального числа безробітних) - студенти та учні денних освітніх установ, і 2,8 тис. (4,6%) - пенсіонери, які займаються пошуком роботи та готові приступити до неї, тобто відповідають критеріям для віднесення їх до безробітних за методологією МОП. (Додаток 1)

До органів державної служби зайнятості населення (ДФГСЗН по РБ) звертається порядку 14-22% загального числа осіб шукаючих роботу на регіональному ринку праці. Значна частина безробітних шукає роботу без звернення до служби зайнятості. Низька зацікавленість громадян у постановці на облік, а також той факт, що основний частці безробітних посібник нараховується в мінімальному розмірі, призводять до значної різниці між фактичною і офіційної зареєстрованої чисельністю безробітних. Усього в республіці на кінець 2006 року перебувало на обліку в Департаменті федеральної державної служби зайнятості населення по РБ (ДФГСЗН) не зайнятих трудовою діяльністю громадян 16,1 тис. осіб, з них мали статус безробітного 15,7 тис. осіб, що на 1, 4 тис. осіб більше, ніж на кінець 2005 року. Із загальної кількості безробітних, зареєстрованих на кінець 2006р., Жінки становили 62%, молодь у віці 16-29 років - 27%, інваліди-7%.

Рівень офіційно зареєстрованого безробіття по республіці на кінець 2006 р. склав 3,6% економічно активного населення. За 2006 р. за сприяння служби зайнятості працевлаштувалися 12,9 тис. безробітних (майже в 3 рази менше встали на облік), спрямовані на професійне навчання 3,3 тис. осіб, на дострокову пенсію оформлено 308 безробітних. Середня тривалість пошуку роботи зареєстрованими як безробітних залишилася на рівні 2005 р. (4,1 місяця).

На кінець 2006року 640 підприємств республіки оголосили 3450 вакансій, з них робітників масових професій - 2561 вакансії (74%). Найбільше число вакансій зосереджено в охороні здоров'я і соціальному забезпеченні, освіті, культурі та науці (23,4% вакансій), управлінні (14,1%), промисловості та будівництві (по 12,6%). Навантаження незайнятого населення, що складає на обліку в службі зайнятості, до кінця 2006 р збільшилася з 4,2 до 4,6 особи на одну заявлену вакансію. Разом з тим на регіональному ринку праці спостерігається стійке перевищення навантаження на одну заявлену вакансію. Разом з тим на регіональному ринку праці спостерігається стійке перевищення навантаження на одну заявлену вакансію в ДФГСЗН в порівнянні з среднероссийским показниками, яка в 2006р в республіці була в 2,3 рази більше, ніж у середньому по Росії.

Навантаження незайнятого населення на 1 заявлену вакансію, людина

3.2. Аналіз динаміки безробіття з використанням тимчасових рядів

1. Розрахунок аналітичних (Δ у, Т р, Т пр, |% |) і середніх показників рядів динаміки.

Найбільш простим показником аналізу динаміки є абсолютний приріст (D у): ,

де: D у - абсолютний приріст; у i - поточний рівень ряду; у i - 1 - попередній рівень; i - номер рівня.

Ланцюгові коефіцієнти зростання обчислюються за формулою:

де: К р - коефіцієнт зростання.

Базисні коефіцієнти зростання обчислюються:

Якщо коефіцієнти зростання виражаються у відсотках, то їх називають темпами зростання:

Поряд з коефіцієнтами зростання обчислюються і коефіцієнти приросту:

(По ланцюговій системі),

(За базисної системі).

Абсолютні і відносні величини необхідно брати поза відриву один від одного. Тому велике значення має розрахунок показника абсолютного значення 1% приросту:

|% | =

Середній абсолютний приріст визначається:

(По ланцюговій системі),

, (За базисної системі).

Середній коефіцієнт зростання, а, отже, і приросту:

Середній темп зростання являє собою середній коефіцієнт зростання, виражений у відсотках:

Таблиця 1. Розрахункова таблиця для Δ у, Т р, Т пр ,|%|.

рік

безробітні-всього, тис.осіб.

абсолютний приріст, тис чол

темп зростання,%

темп приросту,%

абс.знач. 1% приросту, тис.чол.



базис

ланцюг

базис

ланцюг

базис

ланцюг


1992

29,3

-

-

100

-

0

-

-

1993

29,25

-0,05

-0,05

99,83

99,83

-0,171

-0,171

0,29

1994

48,03

18,73

18,78

163,93

164,21

63,93

64,21

0,29

1995

60,06

30,76

12,03

204,98

125,05

104,98

25,05

0,48

1996

66,39

37,09

6,33

226,59

110,54

126,59

10,54

0,60

1997

96,26

66,96

29,87

328,53

144,99

228,53

44,99

0,66

1998

93,59

64,29

-2,67

319,42

97,23

219,42

-2,77

0,96

1999

84,74

55,44

-8,85

289,22

90,54

189,22

-9,46

0,94

2000

92,91

63,61

8,17

317,099

109,64

217,099

9,64

0,85

2001

81,26

51,96

-11,65

277,34

87,47

177,34

-12,54

0,93

2002

69,73

40,43

-11,53

237,99

85,81

137,99

-14,19

0,81

2003

76,85

47,55

7,12

262,29

110,21

162,29

10,21

0,697

2004

67,9

38,6

-8,95

231,74

88,35

131,74

-11,65

0,77

2005

54,13

24,83

-13,77

184,744

79,72

84,744

-20,28

0,68

разом

950,4

-

24,83

-

-

-

-

-

За даними таблиці 1 видно, що максимальне значення абсолютного приросту (по ланцюговій системі) зафіксовано в 1997 році (29,87 тис.чол.), Мінімальне значення - у 2005 році (-13,77 тис.чол.). Максимальне значення абсолютного приросту за базисною системі склало 66,96 тис.чол. в 1997 році, мінімальне - -0,05 тис.чол. в 1993 році. Загалом 1997р. в порівнянні з 1992р. чисельність безробітних збільшилася на 66,96 тис.чол. і найвища чисельність безробітних за період 1992-2005рр. зареєстрована в 1997р - чисельність безробітних в 3,28 рази більше, ніж у 1992р. На 84,7% чисельність безробітних у 2005р. більше, ніж безробітних в 1992р. 0,96 тис.чол. припадає на 1% приросту безробітних в 1998р.

Розрахуємо середньорічний рівень чисельності безробітних:

У = 950,4 / 14 = 67,9 тис.год, тобто за період 1992-2005рр. щорічно чисельність безробітних склала 67,9 тис. чол.

Середній абсолютний приріст:

Дорівнює Δ = 24,83 / 13 = 1,91 тис.чол., Тобто за період з 1992-2005рр. в середньому щорічно абсолют. приріст чисельності безробітних склав 1,91 тис. чол.

Середній темп зростання:

Т р = 1,0096 або 100,96% - це говорить про те, що з 1992-2005рр. в середньому щорічно темп зростання безробітних склав 100,96%.

Середній темп приросту:

Т пр = 100,96% -100% = 0,96% - з 1992-2005рр. в середньому темп приросту досягав 0,96%.

2. Визначення наявності тенденції середніх та дисперсії на базі методів: Метод перевірки суттєвості різниці середніх.

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

безробітні-всього, тис.осіб.

S 2

Z 2

1992

29,3

1488,857

1488,857

1993

29,25

1492,72

2981,58

1994

48,03

394,25

3375,83

1995

60,06

61,24

3437,07

1996

66,39

2,237

3439,3

1997

96,26

805,1

4244,4

1998

93,59

660,71

4905,12

1999

84,74

284,07

5189,18

2000

92,91

626,22

5815,4

2001

81,26

178,87

5994,27

2002

69,73

3,4

5997,67

2003

76,85

80,36

6078,03

2004

67,9

0,000204

6078,03

2005

54,13

189,22

6267,25

разом

950,4

6267,25

65291,97

СЕРЕДНІЙ

67,886




T p = 10,418; t p = 4,174

Табличне значення t-критерію Стьюдента для числа ступенів свободи df = (n -2) = 12 і ймовірності 95% становить 2,1788. Tp> 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.

Метод Фостера - Стюарта.

Крім визначення наявності тенденції явища цей метод дозволяє виявити основну тенденцію дисперсії рівнів ряду динаміки.

1. Порівнюється кожен рівень ряду з усіма попередніми, при цьому

якщо у i> y i -1, то U i = 1; L i = 0; при у i <y i -1, то U i = 0; L i = 1;

2. Обчислюються значення величин S і d:

S = Σ S i, де S i = U i + L i d = Σ d i, де d i = U i - L i

Показник S характеризує тенденцію зміни дисперсії ряду динаміки, а показник d - зміна тенденцій у середньому.

3. Перевіряється з використанням t-критерію Стьюдента гіпотеза про те, чи можна вважати випадковими різниці S-μ і d -0:

4. Порівнюються розрахункові значення t s і t d c табличними значеннями.

Таблиця 3. Для визначення U i і L i.

рік

тис.чол.

U i

L i

1992

29,3

0

0

1993

29,25

1

0

1994

48,03

1

0

1995

60,06

1

0

1996

66,39

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
зрушенням
(Y t +1)

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

тис.чол.

t

t2

t3

t4

yt

yt2

1992

29,3

1

1

1

1

29,3

29,3

1993

29,25

2

4

8

16

58,5

117

1994

48,03

3

9

27

81

144,09

432,27

1995

60,06

4

16

64

256

240,24

960,96

1996

66,39

5

25

125

625

331,95

1659,75

1997

96,26

6

36

216

1296

577,56

3465,36

1998

93,59

7

49

343

2401

655,13

4585,91

1999

84,74

8

64

512

4096

677,92

5423,36

2000

92,91

9

81

729

6561

836,19

7525,71

2001

81,26

10

100

1000

10000

812,6

8126

2002

69,73

11

121

1331

14641

767,03

8437,33

2003

76,85

12

144

1728

20736

922,2

11066,4

2004

67,9

13

169

2197

28561

882,7

11475,1

2005

54,13

14

196

2744

38416

757,82

10609,5

разом

950,4

105

1015

11025

127687

7693,23

73913,9

Вирішивши систему, отримаємо параметри рівняння тренду:

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.

рік

тис.чол.

y t-1

y t-2

y t-3

1992

29,3

-

-

-

1993

29,25

29,3

-

-

1994

48,03

29,25

29,3

-

1995

60,06

48,03

29,25

29,3

1996

66,39

60,06

48,03

29,25

1997

96,26

66,39

60,06

48,03

1998

93,59

96,26

66,39

60,06

1999

84,74

93,59

96,26

66,39

2000

92,91

84,74

93,59

96,26

2001

81,26

92,91

84,74

93,59

2002

69,73

81,26

92,91

84,74

2003

76,85

69,73

81,26

92,91

2004

67,9

76,85

69,73

81,26

2005

54,13

67,9

76,85

69,73

разом

950,4

896,27

828,37

751,52

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.

рік

Рівень безраб-ці

Індекс ВРП

Дохід на душу насел-я

Частка пенсіонерів

1992

5,8

77,3

51,7

18,7

1993

5,9

93,3

137,4

19,6

1994

9,8

85,5

11,2

20,2

1995

12,7

86,2

83,7

20,9

1996

14,9

93,5

89,6

21,5

1997

21,3

102,2

130,5

22,1

1998

22,2

94,2

72,2

22,5

1999

17,3

108

99,9

22,8

2000

19,1

104,9

111,2

22,9

2001

18,4

106,4

110,2

23,2

2002

15,4

106,4

121,5

23,3

2003

16,8

106,7

104,5

23,3

2004

15,3

103,7

104,4

23,5

2005

12

104,8

111,3

23,8

разом

206,9

1373,1

1339,3

308,3

середн

14,779

98,079

95,664

22,0214

Для кореляційно-регресійного аналізу необхідно з декількох чинників зробити попередній відбір факторів для регресійної моделі. Зробимо це за підсумками розрахунку коефіцієнта кореляції. А саме візьмемо ті фактори, зв'язок яких з результативним ознакою буде виражена більшою мірою. Почнемо наш аналіз з розгляду наступних факторів:

- Індекс ВРП - x 1 (%)

- Дохід на душу населення - x 2 (%)

- Частка пенсіонерів - x 3 (%)

Розрахуємо коефіцієнт кореляції для лінійного зв'язку і для наявних факторів - x 1, x 2 і x 3. Коефіцієнт кореляції визначається за наступною формулою:

де: і - Дисперсії факторного та результативного ознаки відповідно; xy - середнє значення суми творів значень факторного та результативного ознаки; x і y - середні значення факторної і результативної ознаки відповідно.

Для фактора x 1 отримуємо коефіцієнт кореляції r 1: r 1 = 0,627

Для фактора x 2 отримуємо коефіцієнт кореляції r 2: r 2 = 0,295

Для фактора x 3 отримуємо коефіцієнт кореляції r 3: r 3 = 0,717

За отриманими даними можна зробити висновок про те, що:

1) Зв'язок між x 1 та y пряма (так як коефіцієнт кореляції позитивний) і помірно сильна. Тому, будемо використовувати чинник у подальших розрахунках.

2) Зв'язок між x 2 і y пряма (так як коефіцієнт кореляції позитивний) і помірна, так як вона знаходиться між 0,21 і 0,30. Таким чином, виникає необхідність виключити даний фактор із подальших досліджень.

3) Зв'язок між x 3 та y пряма (так як коефіцієнт кореляції позитивний) і сильна. Також будемо використовувати даний чинник у подальших розрахунках.

Таким чином, два найбільш впливових чинника - індекс ВРП і частка пенсіонерів. Для наявних факторів x 1 і x 3 складемо рівняння множинної регресії. Для аналізу скористаємося лінійної формою зв'язку, тобто складемо лінійне рівняння, тому що лінійне рівняння легше піддавати аналізу, інтерпретації.

Перевіримо фактори на мультиколінеарності, для чого розрахуємо коефіцієнт кореляції r x 1 x 3:

де: і - Дисперсії факторного та результативного ознаки відповідно; x, y - середнє значення суми творів значень факторного та результативного ознаки; x і y - середні значення факторної і результативної ознаки відповідно.

Підставивши наявні дані (з таблиці 10) у формулу, маємо таке значення: r x 1 x 3 = 0,8998. 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:

де: r yx 1 - коефіцієнт кореляції між y і x 1; r yx 3 - коефіцієнт кореляції між y і x 3; r x 1 x 3 - коефіцієнт кореляції між x 1 та x 3.

Підставивши наявні дані у формулу і отримаємо: R = 0,717

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 = 14,72 +0,00023 x 1 +0,00086 x 3

Для даного рівняння знайдемо похибку апроксимації:

А> 5%, то дану модель не можна використовувати на практиці.

Проведемо оцінку параметрів на типовість. Розрахуємо значення величин:

S 2 = 28,039

m a = 1,415; m b = 0,023; m с = 0,8404;

t a = 10,403; t b = 0,01; t c = 0,001.

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 = 5,819

Порівняємо F розр з F теор для числа ступенів свободи U 1 = 9 і U 2 = 2, бачимо, що 0,045 <19,40, тобто F розр <F теор - зв'язок визнається не суттєвою, тобто кореляція між факторами x 1, x 3 та у не істотна.

3.4. Прогнозування безробіття

Визначивши наявність тенденції, можна почати прогнозування. Прогнозування проводиться наступними методами:

1) на основі середніх показників динаміки;

2) на основі екстраполяції тренда;

3) на основі ковзних і експоненціальних середніх.

I. Спочатку проведемо прогнозування методом середнього абсолютного приросту. Для цього треба перевірити чи виконуються передумови. Обчислюємо дані для підстановки у формули передумов:

ρ 2 = 310,14

σ 2 ост = 250,11

тому що σ 2 ост 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 = 54,13 L = 1 Δ = 1,91 у функцію прогнозу:

y p = 54,13 +1,91 * 1 = 56,04 - прогноз на 2006р.

y p = 54,13 +1,91 * 2 = 57,95 - прогноз на 2007р.

Фактично чисельність безробітних в 2006р. склала 60,6 тис.чол.

Обчислимо помилку прогнозу для порівняння методів прогнозування на точність: 60,6-56,04 = 4,56 тис.чол.

Тепер складемо прогноз методом середнього темпу зростання. Обчислимо середній темп зростання: y p = y b * К L

= 1,0096

Підставимо це значення у формулу і складемо прогноз на 2006р.:

y p = 54,13 * 1,0096 1 = 54,65

Обчислимо помилку: 60,6-54,65 = 5,95 тис.чол.

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. 4.Чісленность безробітних при прогнозуванні «методом абсолютного приросту»

II. Наступний спосіб прогнозування - методом екстраполяції тренда.

Раніше по аналітичному вирівнюванню знайшли рівняння параболи другого ступеня: у = 13,37 +13,94 t -1,0017 t 2

Зробимо прогноз на 2006р., Приймемо t = 7, тому що нумерація дат визначена з середини ряду, тобто Σ t = 0.

у p = 13,37 +13,94 * 7-1,0017 * 49 = 60,87 - 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 = 91,44

Інтервал визначається за допомогою помилки прогнозу S p = S y * Q, де Q - поправочний коефіцієнт, що враховує період попередження.

Q = = 1,2127

Тоді помилка прогнозу: S p = 91,44 * 1,2127 = 110,886

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 * 110,886 або 61,87 +244,061, тобто -182,2 <У p <305,93

Значить, прогнозна величина знаходиться в даному інтервалі.

Рис.5. Чисельність безробітних при прогнозуванні «методом екстраполяції тренду»

III. Метод ковзних і експоненціальних середніх.

Раніше у своїх розрахунках я визначила, що ряд не містить періодичних коливань і відсутні трендова компонента Т і циклічна (сезонна) компонента S. Тому немає необхідності використовувати метод ковзних середніх.

Метод експоненційних середніх.

Експоненціальне згладжування є простим методом, який у ряді спостережень дозволяє будувати прийнятні прогнози спостережуваних часових рядів. Суть методу в тому, що вихідний ряд x (t) згладжується з деякими експоненціальними вагами, утворюється новий часовий ряд S (t) (з меншим рівнем шуму), поведінка якого можна прогнозувати.

Ваги в експоненціальних середніх встановлюються у вигляді коефіцієнтів ά (| ά | <1). Як терезів використовується ряд:

ά; ά (1 - ά); ά (1 - ά) 2; ά (1 - ά) 3 і т.д.

Експоненціальна середня визначається за формулою:

де Q t - Експонентна середня (згладжене значення рівня ряду) на момент t; ά-вага поточного спостереження при розрахунку експонен. середньої; y t -Фактичний рівень ряду; Q t -1-експонен. середня попереднього періоду.

Кожен новий прогноз грунтується на попередньому прогнозі:

S t = S t -1 + ά (y t -1 - S t -1),

де S t - прогноз для періоду t; S t -1-прогноз попереднього періоду; ά-згладжуюча константа; y t -1 - попередній рівень.

Наприклад, S t = 29,3 +0,5 * (29,25-29,3) = 29,275.

При прогнозі враховується помилка попереднього прогнозу, тобто кожен новий прогноз S t виходить в результаті коригування попереднього прогнозу з урахуванням помилки.

Таблиця 12. Розрахунок прогнозу і помилки.

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

y t

29,3

29,25

48,03

60,06

66,39

96,26

93,59

84,74

92,91

81,26

69,73

76,85

67,9

54,13

-

прогноз

-

29,3

29,28

38,65

49,36

57,87

77,07

85,33

85,03

88,97

85,12

77,42

77,14

72,52

60,32

помилка

-

-0,05

18,76

21,41

17,03

38,39

16,52

-0,59

7,876

-7,71

-15,4

-0,57

-9,24

-18,4

-


Рис. 6. Експоненціальне згладжування.

При прогнозуванні можуть використовуватися експоненціальні середні більш високих порядків, отримані шляхом багаторазового згладжування. Експоненціальна середня К-го порядку:

Q t (к) = Ά Q t (к-1) + (1 - ά) Q t -1 (к)

Показникові середні 2-го, 3-го порядку застосовуються в адаптивному прогнозуванні по поліноміальним моделями. Для прогнозу використаний лінійний тренд: y = a + bt. Його параметри пов'язані з експоненціальними середніми 1-го (Q t (1)) і 2-го (Q t (2)) порядків:

відповідно:

Необхідно задати початкові умови Q t -1 до:

Лінійний тренд: у t = 49,25 +2,49 t

Параметр згладжування ά визначимо: ά = 2 / (n +1).

Так як n = 14, то ά = 2 / (14 +1) = 0,13.

Відповідно (1 - ά) / ά = (1-0,13) / 0,13 = 6,69, ά / (1 ​​- ά) = 0,13 / (1-0,13) = 0,15.

Початкові умови для експоненціального згладжування:

Q про (1) = а-6, 69 * b = 49,25-6,69 * 2,49 = 32,59

Q o (2) = а-2 * 6,69 * b = 49,25-2 * 6,69 * 2,49 = 15,93

Показникові середні Q t (1) і Q t (2) складуть:

Q t (1) = ά y t + (1 - ά) Q t -1 (1) = 0,13 * 84,11 + (1-0,13) * 32,59 = 39,28, де y t = y t = n ; Q t -1 (1) = Q про (1)

Q t (2) = ά Q t (1) + (1 - ά) Q t -1 (2) = 0,13 * 39,28 + (1-0,13) * 15,93 = 18,97, де Q t -1 (2) = Q o (2)

Тоді скориговані параметри лінійного тренду складуть:

2 * 39,28-18,97 = 59,59

= 0,15 * (39,28-18,97) = 3,0465

Прогноз виробляємо за моделлю: , Де l-період попередження.

Тоді при l = 1 прогноз на 2006р. складе: у p = 59,59 +3,0465 * 1 = 60,6 т.ч.

Відповідно при прогнозі на 2007р. беремо l = 2: у p = 59,59 +3,0465 * 2 ​​= 65,683.

Таким чином, за результатами проведеного аналізу випливає, що чисельність безробітних у 2006 році зросте в порівнянні з 2005р. на 6,5 тис.чол. або 12% і складе 60,6 тис.чол., а в 2007р. зросте на 11,55 тис.чол. і складе 65,68 тис. осіб.

3.5. Аналіз динаміки рівня безробіття

1. Розрахунок аналітичних (Δ у, Т р, Т пр, |% |) і середніх показників рядів динаміки.

Таблиця 1. Розрахункова таблиця для Δ у, Т р, Т пр ,|%|.

рік

рівень
безро-ці%

абс приріст

коеф-ти зростання%

коеф-ти приросту%

абс знач-е
1% приросту



базис

ланцюг

базис

ланцюг

базис

ланцюг


1992

5,8








1993

5,9

0,10

0,1

1,017

1,017

0,017

0,017

580

1994

9,8

4,00

3,9

1,6897

1,661

0,6897

0,661

590

1995

12,7

6,90

2,9

2,1897

1,296

1,1897

0,296

980

1996

14,9

9,10

2,2

2,569

1,173

1,569

0,173

1270

1997

22

16,20

7,1

3,793

1,477

2,793

0,477

1490

1998

22,2

16,40

0,2

3,828

1,009

2,828

0,009

2200

1999

17,7

11,90

-4,5

3,052

0,797

2,052

-0,203

2220

2000

19,1

13,30

1,4

3,293

1,079

2,293

0,079

1770

2001

18,4

12,60

-0,7

3,172

0,963

2,172

-0,0367

1910

2002

15,4

9,60

-3,0

2,655

0,837

1,655

-0,163

1840

2003

16,9

11,10

1,5

2,914

1,097

1,914

0,097

1540

2004

15,3

9,50

-1,6

2,638

0,9053

1,6379

-0,095

1690

2005

12

6,20

-3,3

2,069

0,784

1,069

-0,216

1530

разом

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
безро-ці%

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

5,8

1

1

1

1

5,8

5,8

1993

5,9

2

4

8

16

11,8

23,6

1994

9,8

3

9

27

81

29,4

88,2

1995

12,7

4

16

64

256

50,8

203,2

1996

14,9

5

25

125

625

74,5

372,5

1997

22

6

36

216

1296

132

792

1998

22,2

7

49

343

2401

155,4

1087,8

1999

17,7

8

64

512

4096

141,6

1132,8

2000

19,1

9

81

729

6561

171,9

1547,1

2001

18,4

10

100

1000

10000

184

1840

2002

15,4

11

121

1331

14641

169,4

1863,4

2003

16,9

12

144

1728

20736

202,8

2433,6

2004

15,3

13

169

2197

28561

198,9

2585,7

2005

12

14

196

2744

38416

168

2352

разом

208,1

105

1015

11025

127687

1696,3

16327,7

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.

рік

рівень
безраб-ці

дохід
на душу
насел-я

індекс
споживе
цін

індекс
ВРП

1995

12,7

83,7

278,2

86,2

1996

14,9

89,6

235,2

93,5

1997

21,3

130,5

124

102,2

1998

22,2

72,2

107,9

94,2

1999

17,3

99,9

163,7

108

2000

19,1

111,2

144,6

104,9

2001

18,4

110,2

120,3

106,4

2002

15,4

121,5

110,6

106,4

2003

16,8

104,5

114,2

106,7

2004

15,3

104,4

114,7

103,7

2005

12

111,3

115,1

104,8

разом

185,4

1139

1628,5

1117

середн

16,86

103,55

148,046

101,55

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 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

роки

рівень
безраб-ці

Qt

залишки





1992

5,8

5,8498

-0,0498

1993

5,9

5,9

0

1994

9,8

6,0017

3,798

1995

12,7

9,969

2,731

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
професі-
ве

неповне
вища
професі-
ве

середнє
професі-
ве

началь
ве
професі-
ве

середнє
(Повне)
загальне

основне
загальне

началь
ве
загальне, не
не мають
почав
загального

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

  1. Абакумов М. М. Безробіття і самозайнятість. - М., 1999.-201с.

  2. Брайер К. Х. Безробіття і неповна зайнятість / / Соціолоіческіе ісследованія.-1998 .- № 10.-С.101-108.

  3. Гусаров В.М. Теорія Статистики: Навчальний посібник для вузів. - М: Аудит, Видавниче об'єднання «ЮНИТИ», 1998. - 463с.

  4. Єлісєєва І.І. Статистика: Підручник - М: Проспект, 2005. - 443с.

  5. Єлісєєва І.І. Статистика: Підручник-М: ТК Велбі, изд-во Проспект, 2008 .- 448с.

  6. Куришева С.В., Кашина О.М. Статистичне вивчення зайнятості та безробіття: Текст лекцій - Вид-во Санкт-Петербурзького державного університету економіки і фінансів, 1999. - 85С.

  7. Маркс К. Капітал. - М.: Смарт, 2000. - Т.1. - 389с.

  8. Соколова Г. Н. Структура зайнятості та безробіття: Проблеми і тенденції / / Економіка і жізнь.-2001 .- № 1.-56с.

  9. Харченко Л.П., Долженкова В.Г., Іонін В.Г. Статистика: Навчальний посібник. - М: ИНФРА-М, 2001. - 384 с.

  10. Хуссманнс Р., Мехран Ф., Верма В. Обстеження економічно активного населення: зайнятість, безробіття і неповна зайнятість. - М., 1994.-270с.

  11. 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.

Додати в блог або на сайт

Цей текст може містити помилки.

Соціологія і суспільствознавство | Курсова
492.7кб. | скачати


Схожі роботи:
Ринок праці Статистичний аналіз зайнятості та безробіття в Росії
Статистичний аналіз і прогнозування урожайності цукрових буряків в господарствах Андрушівського
Прогнозування ентропії методом статистичний термодинаміки
Статистичний аналіз зв`язку
Економіко-статистичний аналіз
Статистичний аналіз технологічних процесів
Економіко-статистичний аналіз інвестицій в РФ
Статистичний аналіз діяльності підприємства
Статистичний аналіз вибіркових сукупностей
© Усі права захищені
написати до нас