Исследование рынка труда Омской области Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК №4 (111) 2012

94

1. Лукашенко, М. А. Образование в условиях рынка: концепция учебного заведения : монография / М. А. Лукашенко. — М. : Высш. шк.: КноРус, 2002. — 284 с.

2. Бордовский, Г. А. Управление качеством образовательного процесса: монография / А. И. Бордовский, А. А. Нестеров, С. Ю. Трапицын ; Рос. гос. пед. ун-т им. А. И. Герцена. — СПб. : Изд-во РГПУ им. А. И. Герцена, 2001. — 358 с.

3. Котлер, Ф. Маркетинг. Менеджмент / Филипп Котлер ; пер. с англ. Т. Виноградова и др. ; под общ. ред. Л. А. Волковой, Ю. Н. Каптуревского. — 10-е изд. — СПб. и др. : Питер, 2002. — 750 с.

4. Новаторов, Э. В. КАЧОБРУС: маркетинговый инструмент для измерения качества образовательных услуг / Э. В. Новаторов // Маркетинг. — 2001. — № 6. — С. 54 — 67.

5. Миляева, Л. Г. Маркетинговый инструментарий для оценки соответствия содержания и качества образовательных

услуг потребностям обучающихся / Л. Г. Миляева, Н. В. Волкова // Маркетинг в России и за рубежом. — 2004. — № 1(39). — С. 90-101.

6. Миляева, Л. Г. Маркетинговые исследования на рынке образовательных услуг провинциальных городов (на примере учреждений высшего профессионального образования) / Л. Г. Миляева // Маркетинг в России и за рубежом. - 2005. -№1 (49). - С. 48-58.

САЯПИНА Наталья Николаевна, кандидат экономических наук, доцент кафедры экономики и организации производства,

Адрес для переписки: e-mail: [email protected]

Статья поступила в редакцию 07.12.2011 г.

© Н. Н. Саяпина

УДК 3384652 е. С. СТАУРСКИЙ

Омская академия МВД России

ИССЛЕДОВАНИЕ РЫНКА ТРУДА ОМСКОЙ ОБЛАСТИ_________________________________________

В статье автором сделан анализ состояния рынка труда Омской области. Рассчитаны различные статистические показатели, которые характеризуют состояние рынка труда.

Ключевые слова: трудовые ресурсы, число районов, вариационный ряд, коэффициент асимметрии Пирсона, нормальный закон.

В предыдущей статье «Анализ параметров рынка труда Омской области» автор сделал анализ состояния рынка труда Омской области. В данной работе автором продолжена работа по исследованию рынка труда Омской области.

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

Расчет дисперсии D производим на основании формулы (1)

D = x -х

(1)

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

_ IX

г2 — <=1

(2)

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

■ = 4d,

(3)

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

<7

У = — , X

(4)

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

~г 7780843802

х =---------------

32

,

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

.0=24 .

Среднее квадратическое отклонение рассчитываем как корень квадратный из дисперсии

а = - .

Коэффициент вариации на основании выше рассчитанных значений равен

7006

v =

13931

,

Средняя численность трудовых ресурсов района для группы, тыс. чел

№ гр. Интервал численности трудовых ресурсов, человек Число районов (частота), /, Средняя численность трудовых ресурсов района для группы, человек, X х,2

1 4758- 10873 12 7816 61089856 733078272

2 10873-16988 14 13931 194072761 2717018654

3 16988-23104 2 20046 401842116 803684232

4 2310-29219 3 26161 684397921 2053193763

5 29219-35334 0 32276 1041740176 0

6 35334-41449 1 38391 1473868881 1473868881

ИТОГО 32 - 7780843802

Таблица 2

Статистические коэффициенты для расчета центральных моментов третьего цъ и четвертого порядка

№ гр. Интервал численности трудовых ресурсов, человек Число районов (частота), /, Средняя численность трудовых ресурсов района для группы, человек, х, (х1 - х) (х - х) • /. (х - х )4 • f ,

1 4758- 10873 12 7816 6115 -2743914850500,00 16779039310807500

2 10873- 16988 14 13931 0 0,00 0

3 16988-23104 2 20046 6115 457319141750,00 2796506551801250,00

4 23104-29219 3 26161 12230 5487829701000,00 67116157243230000

5 29219-35334 0 32276 18345 0,00 0

6 35334-41449 1 38391 24460 14634212536000,0 357952838630560000

ИТОГО 32 - - 17835446528250 444644541736399000

Теперь произведем расчет показателей, характеризующих вид вариационного ряда. Для определения асимметричности Ав эксцесса (крутости) Ех вариационного ряда необходимо предварительно определить центральные моменты третьего ц3 и четвертого ц4 порядка по формулам (5) и (6)

2У*. -*?■/

Иг=М-----ї------- , (5)

X/

ЇА ~хТ ■/ ~ І/,

(6)

Результаты расчетов отобразим в табл. 2, с учетом ранее вычисленного значения х = \Ъ9Ъ\человек.

Таким образом, центральный момент третьего порядка равен

17835446528250 Мз ~ 32

.

Центральный момент четвертого порядка равен 444644541736399000

32

.

Для определения асимметрии найдем нормированный момент третьего порядка г3, который принимается в качестве показателя асимметрии (Аа) по формуле (7)

и*

(7)

А‘~а3.

С учетом выше рассчитанных коэффициентов показатель асимметрии равен

А _ 557357704007^81 62

" “ 7006 3 _ ’ .

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

. 13931-11747

А, .

По полученным значениям показателя асимметрии (положительные и незначительно больше нуля), можно утверждать, что данный вариационный ряд обладает умеренной правосторонней асимметрией (вытянут вправо).

ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК №4 (111) 2012 СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ

СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК №4 (111) 2012

Вариационный ряд трудовых ресурсов Омской области

№ гр. Интервал численности трудовых ресурсов, человек № районов Число районов, /,

1 4758- 10873 3, 4, 5, 8, 9, 10, 16, 19, 24, 25, 28, 30 12

2 10873- 16988 1, 2, 12, 13, 14, 15, 17, 18, 21, 22, 23, 29, 31, 32 14

3 16988-23104 11, 26 2

4 23104-29219 6, 7, 27 3

5 29219-35334 - 0

6 35334-41449 20 1

ИТОГО 32

Таблица 4

Теоретические частоты нормального закона распределения для вариационного ряда

№ гр. Интервал численности трудовых ресурсов, человек Число районов (фактическое), /, Середина интервала, х t х — х а Число районов (теоретическое), /' (f - Г)1 Г'

1 4758- 10873 12 7816 -0,87 8 2

2 10873-16988 14 13931 0 11 0,82

3 16988-23104 2 20046 0,87 8 4,5

4 23104-29219 3 26161 1,75 2 0,5

5 29219-35334 0 32276 2,62 2 2

6 35334-41449 1 38391 3,49 1 0

ИТОГО 32 - - 32 9,82

Степень отклонения высоты вершины от нормального распределения определим с помощью показателя эксцесса, который рассчитываем по формуле (9)

^=4-3

(7

(9)

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

13895141929262500

Е=-

11,734

- 3 = 2 , 77.

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 Х2 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-И ^

а-42ж

(10)

где N — число наблюдений (N=32);

Л — величина интервала в группе (Л = 6115);

а — среднее квадратическое отклонение (а=7006);

_ х-х

— нормированное отклонение варианта от средней арифметической ( ).

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

Итоговое значение последней графы (табл. 4), соответствует эмпирическому значению критерия Пирсона у2 =9,82.

1 эмп '

Для сравнения эмпирического значения критерия х2эмп с табличным значением Х2табл необходимо 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 - М - 1.

(11)

где df — 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

DF = 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 (ё{ = 3) по таблицам значений критерия х2 Пирсона определим, что значение критерия у?та6л равно 11,34 [1, с. 623].

Поскольку х2 меньше, чем х2 „ , (9,82<11,34), то

■' эмп 1 табл1 ' ' ' ''

в соответствии с правилом применения критерия х2 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 рынка труда Омской области с использованием аппарата математической статистики.

1. Елисеева, И. Общая теория статистики : учеб. для вузов / 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: e-mail: [email protected].

Статья поступила в редакцию 20.03.2012 г.

© Е. С. Стаурский

УДК 338242 А. О. АЛГАЗИНА

Сибирская государственная автомобильно-дорожная академия,

г. Омск

ГОСУДАРСТВО

И ФОРМИРОВАНИЕ ФИНАНСОВЫХ МЕХАНИЗМОВ СТИМУЛИРОВАНИЯ ПРЕДПРИНИМАТЕЛЬСКОЙ АКТИВНОСТИ

В статье проанализирована взаимосвязь и обоснована необходимость эффективного взаимодействия органов государственной и исполнительной власти, предпринимательства и банков в современных условиях. Раскрываются основные проблемы, снижающие эффективность взаимодействия государства, малого и среднего бизнеса и банковского сектора. Сформулирован комплекс научно-практических рекомендаций, направленных на решение отмеченных проблем.

Ключевые слова: банковская система, государственное регулирование, малый и средний бизнес.

Устойчивый экономический рост нашей страны во многом определяется активным участием банковской системы в инвестиционном процессе и, прежде всего, в кредитовании малого и среднего бизнеса. В настоящее время достаточно остро стоит вопрос о необходимости всемерного поддержания малого и среднего предпринимательства как со стороны законодательной и исполнительной власти, так и со стороны банковского сектора [1]. Важнейшая роль коммерческих банков в развитии малого бизнеса объясняется тем, что для малых предприятий получить финансовые средства из других источников достаточно сложно. Как показывает практика, малые предприятия практически не используют в качестве института внешнего финансирования фондовый рынок из-за высокой степени недоверия к нему. Коммерческий кредит также не способен эффективно решать финансовые проблемы предпринимателей. Вследствие слабой конкурентной позиции основной массы малых предприятий на товарных

рынках, они гораздо чаще реализуют собственные товары и услуги с отсрочкой платежа, чем получают кредиты от своих поставщиков. Следовательно, кредит становится основным и практически единственным вариантом внешнего финансирования.

В настоящее время в России на первый план вышли проблемы, связанные с существенным отставанием кредитно-финансовой системы от требований инновационной экономики. Российский кредитный рынок характеризуется институциональной неразвитостью, ограниченным набором используемых финансовых инструментов и услуг, отсутствием эффективных правовых механизмов, гарантирующих реализацию имущественных интересов участников кредитной сделки. Ориентация банков на работу с финансовыми инструментами в ущерб кредитованию производства приводит к сокращению объемов кредитования малого и среднего бизнеса. На рынке ссудных капиталов преобладает предложение кредитных ресурсов на короткий срок, что ограничива-

ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК №4 (111) 2012 СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ