Безработица на рынке труда Омской области Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

С учетом значения второго квартиля 02 = М, = = 337 человек получаем равнонаполненный вариационный ряд, приведенный в табл. 6.

Из представленных в табл. 6 данных следует, что наименьший размер интервала и, следовательно, наибольшая концентрация наблюдений (районов) приходится на четвертую и третью группы. В третьей группе концентрация наблюдений чуть выше, а в четвертой еще выше.

Полученный в результате группировки интервальный вариационный ряд обладает правосторонней асимметрией и у него присутствует эксцесс. Кроме этого, присутствует неравномерность распределения численности населения по отдельным районам.

Таким образом, в результате анализа было проведено подробное исследование состояния безработицы на рынке труда Омской области.

Данные результаты анализа целесообразно использовать при разработке региональных и отраслевых программ занятости населения.

Библиографический список

1. Стаурский, Е. С. Анализ параметров рынка труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. — 2012. — № 3 (109). — С. 55-58.

2. Стаурский, Е. С. Исследование рынка труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. — 2012. — № 4 (111). — С. 94 — 96.

3. Стаурский, Е. С. Исследование состояния трудовых ресурсов рынка труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2012. - № 5 (112). - С. 100-103.

4. Стаурский, Е. С. Исследование занятости на рынке труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2013. -№3 (119). - С. 68-70.

5. Стаурский, Е. С. Занятость на рынке труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2013. - № 4 (121). -С. 68-71.

6. Стаурский, Е. С. Анализ состояния занятости на рынке труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2013. -№ 5 (122). - С. 66-69.

7. Стаурский, С. С. Концепция развития регионального рынка труда Омской области / С. С. Стаурский, Е. С. Ста-урский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2014. - № 2 (126). - С. 64-68.

8. Елисеева, И. И. Общая теория статистики : учеб. для вузов / И. И. Елисеева. - М. : Финансы и статистика, 2006. -655 с.

СТАУРСКИЙ Евгений Станиславович, кандидат технических наук, доцент (Россия), старший преподаватель кафедры экономической теории и финансового права.

Адрес для переписки: [email protected]

Статья поступила в редакцию 08.07.2014 г. © Е. С. Стаурский

УДК 338.465.2 Е. С. СТАУРСКИЙ

С. С. СТАУРСКИЙ

Омская академия МВД России

Сибирская государственная автомобильно-дорожная академия,

г. Омск

БЕЗРАБОТИЦА НА РЫНКЕ ТРУДА ОМСКОЙ ОБЛАСТИ_

В изложенной статье автором сделан анализ состояния безработицы на рынке труда Омской области. Рассчитаны определенные статистические показатели, которые характеризуют состояние безработицы на рынка труда Омской области. Ключевые слова: безработица, вариационный ряд, нормальный закон, число районов, коэффициент асимметрии Пирсона.

В своих предыдущих работах авторы сделали анализ рынка труда Омской области [1-7]. В предложенной статье авторы продолжают свои исследования рынка труда Омской области.

Для оценки степени отклонения значений вариационного ряда от среднего значения произведем расчет показателей вариации (дисперсия, среднее квадратическое отклонение, коэффициент вариации) [8, с. 258].

Расчет дисперсии Б производим на основании формулы (1)

Б = X2 - х2. (1)

Среднюю величину из квадратов статистического признака х2 рассчитываем по формуле (2)

_ I

_!=1_

(2)

I i

Среднее квадратическое отклонение а определяется на основании следующей формулы (3)

1=4й.

(3)

=1

Таблица 1

Средняя численность безработных района для группы, тыс. чел

№ гр. Интервал численности безработных, человек Число районов (частота), Г, Средняя численность безработных района для группы, человек, х, х,2 х,2Г,

1 175-245 4 210 44275,17 177100,69

2 245-316 7 281 79101,56 553710,94

3 316-387 17 352 123962,67 2107365,45

4 387-458 2 422 178858,51 357717,01

5 458 - 529 1 493 243789,07 243789,06

6 529-600 1 564 318754,34 318754,34

ИТОГО 32 — — 3758437,49

Таблица 2

Статистические коэффициенты для расчета центральных моментов третьего и четвертого т4 порядка

№ гр. Интервал численности безработных, человек Число районов (частота), Г, Средняя численность безработных района для группы, человек, х, (х, - х) (х, -х)3 Г (х, -х)1

1 175-245 4 210 - 124 -7618810 944415061

2 245-316 7 281 -53 - 1049530 55756282

3 316-387 17 352 18 94402 1671705

4 387-458 2 422 88 1388267 122919494

5 458-529 1 493 159 4048187 645179843

6 529-600 1 564 230 12200092 2808562951

ИТОГО 32 — — 9062608 4578505336

Коэффициент вариации определяется с помощью следующего математического выражения, которое рассчитываем по формуле (4)

_ ст х

(4)

-г 3758437,5

х _-

32

117451.

Теперь произведем расчет показателей, характеризующих ви,д вариационного ряда. Для определения асимметричности А1 эксцесса (крутости) Ех вариационного ряда необходимо предварительно определить центральные моменты третьего и3 и четвертого и4 порядка по формулам (5) и (6)

Результаты расчетов отображаем в табл. 1. Средняя величина из квадратов средней численности трудовых ресурсов района имеет следующее значение

М-3 _ ~

Е (х, - х)3 • Г

к

Е *

¿_1

Ьх. - X)4 • Г

(5)

Таким образом, с учетом ранее вычисленного значения средней численности трудовых ресурсов одного района (х ), дисперсия составит

Б_117451-(334)2 =5644,53 .

Среднее квадратическое отклонение рассчитываем как корень квадратный из дисперсии

-^5644 ,53 _75 человек.

Коэффициент вариации на основании выше рассчитанных значений равен

75

п_—_0,22.

334

^4 _ "

Е г

(6)

Результаты расчетов отобразим в табл. 2, с учетом ранее вычисленного значения х _ 334 человек.

Таким образом, центральный момент третьего порядка равен

т 3 _ 9062608507 _283206,52 3 32

Центральный момент четвертого порядка равен 4578505339

^4 _"

=143078291,9.

_1

Таблица 3

Вариационный ряд численности безработных в Омской области

№ гр- Интервал численности безработных, человек № районов Число районов, Г,

1 175-245 3, 25, 28, 30 4

2 245-316 1, 4, 5, 8, 10, 11, 12 7

3 316-387 2, 6, 9, 13, 14, 15, 16, 17, 19, 20, 21, 22, 23, 24, 29, 31, 32 17

4 387-458 7, 18 2

5 458 - 529 26 1

6 529-600 27 1

ИТОГО 32

Таблица 4

Теоретические частоты нормального закона распределения для вариационного ряда

№ гр- Интервал численности безработных, человек Число районов (фактическое), Г, Середина интервала, человек ' - Х - Х а Число районов (теоретическое), / (Г - /')2 с

1 175-245 4 210 -1,65 3 0,3333

2 245-316 7 281 -0,16 9 0,4444

3 316-387 17 352 0,24 11 3,2727

4 387-458 2 422 1,18 7 3,5414

5 458-529 1 493 2,59 1 0

6 529-600 1 564 3,06 1 0

ИТОГО 32 — — 32 7,5918

Для определения асимметрии найдем нормированный момент третьего порядка гу который принимается в качестве показателя асимметрии (А,) по формуле (7)

А -а3 '

(7)

С учетом выше рассчитанных коэффициентов показатель асимметрии равен

. 283206,52 А, --3--0,67

753

Асимметричность распределения можно также определить с помощью коэффициента асимметрии Пирсона на основании следующей формулы (8)

А, - ^

(8)

Подставляя известные значения в формулу (8), получаем значение коэффициента асимметрии Пирсона

А,

334-345 " 75 "

-0,15.

зателя эксцесса, который рассчитываем по формуле (9)

Е -3

Ех 4 3'

СТ

(9)

С учетом формулы (9) и выше рассчитанных коэффициентов показатель эксцесса имеет следующее значение

Е = 143078291,9 -3

Ех - 751 3=

1,49'

По полученным значениям показателя асимметрии (отрицательное и незначительно больше нуля), можно утверждать, что данный вариационный ряд обладает умеренной левосторонней асимметрией (вытянут влево)'

Степень отклонения высоты вершины от нормального распределения определим с помощью пока-

Поскольку показатель эксцесса незначительно отличается от нуля можно сделать вывод, что данное распределение в значительной степени соответствует нормальному' Положительный знак эксцесса свидетельствует о некотором превышении высоты вершины над нормальным распределением'

Осуществим проверку вариационного ряда на соответствие нормальному закону распределения' Данную проверку соответствия вариационного ряда заданному закону распределения случайной величины осуществим с помощью критерия %2 Пирсона.

Для этого требуется вычислить теоретические частоты распределения и сравнить их с фактическими. Определим теоретические частоты нормального закона распределения для вариационного ряда, представленного в табл. 3 по формуле (10)

N ■ h

где N

число наблюдений N = 32);

h — величина интервала в группе (h = 71); у — среднее квадратическое отклонение (у =75);

г_х"X _

г _- — нормированное отклонение от средней

ст

арифметической (х_334 )■

Используя формулу (10) и раннее рассчитанные коэффициенты, определяем теоретические частоты. Результаты расчетов представлены в табл. 4.

Итоговое значение последней графы (табл. 4), соответствует эмпирическому значению критерия Пирсона с2 =7,5918.

^ ^ эмп '

Для сравнения эмпирического значения критерия с2 с табличным значением с2 _ необходимо

^ ^ эмп ^ табл ^

предварительно определить число степеней свободы для данных, используемых при выравнивании имеющегося распределения по кривой теоретического распределения.

Для этого воспользуемся формулой для определения числа степеней свободы

DF = N — M — 1,

(11)

где — число степеней свободы; п — число групп в вариационном ряду (п = 6); т — число параметров теоретического закона распределения (для нормального закона т = 2).

Таким образом, для имеющегося распределения получаем, что число степеней свободы равняется

ББ = 6 — 2 — 1=3.

Выберем уровень значимости а равным 0,01 (вероятность ошибочного отклонения гипотезы о соответствии распределения нормальному), что является приемлемым для большинства случаев статистического анализа. При заданном уровне значимости (а = 0,01) и числе степеней свободы (й/=3) по таблицам значений критерия %2 Пирсона определим, что значение критерия %2табл равно 11,34 [8, с. 623].

Поскольку с2 меньше, чем с2 _ (7,5918<11,34),

эмп табл

то в соответствии с правилом применения критерия с2 следует заключить, что отклонения фактического распределения от нормального следует признать случайными. Другими словами, наблюдаемый вариационный ряд соответствует нормальному распределению с высокой степенью вероятности.

Таким образом, было проведено исследование безработицы на рынке труда Омской области с использованием аппарата математической статистики.

Библиографический список

Стаурский, Е. С. Анализ параметров рынка труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. — 2012. — № 3 (109). —

С. 55 — 58.

2. Стаурский, Е. С. Исследование рынка труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. — 2012. — № 4 (111). — С. 94 — 96.

3. Стаурский, Е. С. Исследование состояния трудовых ресурсов рынка труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2012. - № 5 (112) - С. 100-103.

4. Стаурский, Е. С. Исследование занятости на рынке труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2013. -№3 (119) - С. 68-70.

5. Стаурский, Е. С. Занятость на рынке труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2013. - № 4 (121). -С. 68-71.

6. Стаурский, Е. С. Анализ состояния занятости на рынке труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность - 2013. -№ 5 (122) - С. 66-69.

7. Стаурский, С. С. Концепция развития регионального рынка труда Омской области / С. С. Стаурский, Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. Сер. Общество. История. Современность. - 2014. - № 2 (126). - С. 64-68.

8. Елисеева, И. И. Общая теория статистики: учеб. для вузов / И. И. Елисеева. - М. : Финансы и статистика, 2006. -655 с.

СТАУРСКИЙ Евгений Станиславович, кандидат технических наук, доцент (Россия), старший преподаватель кафедры экономической теории и финансового права Омской академии МВД России. СТАУРСКИЙ Станислав Станиславович, кандидат экономических наук, доцент (Россия), доцент кафедры общей экономики и права Сибирской государственной автомобильно-дорожной академии. Адрес для переписки: [email protected]

Статья поступила в редакцию 08.07.2014 г. © Е. С. Стаурский, С. С. Стаурский

Книжная полка

Экономика : учеб. электрон. изд. локального распространения : курс лекций / ОмГТУ ; сост. : А. Д. Косьмин [и др.]. - Омск : ОмГТУ, 2014. - 1 о=эл. опт. диск (CD-ROM).

Представлен учебный материал по дисциплине «Экономика». Издание предназначено для студентов технических и гуманитарных специальностей заочной и дистанционной форм обучения.

Потуданская, В. Ф. Экономика и социология труда : учеб. электрон. изд. локального распространения : учеб. пособие / В. Ф. Потуданская, И. В. Цыганкова, Т. В. Новикова. - Омск : ОмГТУ, 2014. - 1 о=эл. опт. диск (CD-ROM). - ISBN 978-5-8149-0740-0.

В учебном пособии излагаются вопросы экономики и социологии труда, раскрывающие основные теоретические и практические проблемы. Для лучшего усвоения материала в конце каждой темы предложены вопросы для самоконтроля. Учебное пособие предназначено для студентов экономических специальностей, обучающихся по программам бакалавра, дипломированного специалиста, магистра.