Методика априорного ранжирования факторов качества жизни населения Текст научной статьи по специальности «Социологические науки»

МЕТОДИКА АПРИОРНОГО РАНЖИРОВАНИЯ ФАКТОРОВ КАЧЕСТВА ЖИЗНИ НАСЕЛЕНИЯ

УДК 311.3/.4

Людмила Петровна Бакуменко,

к.э.н., профессор кафедры Информационных систем в экономике ГОУ ВПО Марийский государственный технический университет.

Тел.: 8(8362)424005 Эл. почта: lpbakum@mail.ru

В статье рассматривается коэффициент конкордации как показатель схожести совокупности ранжированных рядов. Предложена методика априорного ранжирования с целью выявления наиболее значимых субъективных факторов качества жизни при анкетировании жителей городского округа. Проведена классификация респондентов с целью выявления предпочтений выбора факторов с учетом возраста.

Ключевые слова: взаимосвязь переменных, схожесть объектов, ранг, связанные ранги, ранжирование рядов, коэффициент конкордации, классификация респондентов, выделение факторов.

Lyudmila Petrovna Bakumenko,

PhD, the professor of faculty of Information systems in economy of SEI HpE the Mari state technical university. Phone: 8(8362)424005 E-mail: lpbakum@mail.ru

TECHNIQUE OF APRIORISTIC RANGING OF FACTORS QUALITIES OF LIFE OF THE POPULATION

In article the factor Concordia as a parameter of similarity of set of ranged numbers is considered. The technique of aprioristic ranging is offered with the purpose of revealing the most significant subjective factors of quality of life at questioning inhabitants of city district. Classification of respondents carried out with the purpose of revealing preferences of a choice of factors in view of age.

Keywords: interrelation of variables, similarity of objects, the rank, the connected ranks, ranging of numbers, factor Concordia, quality of life, classification of respondents, allocation of factors.

1. Введение

Качество жизни населения можно оценивать с помощью расчетного интегрального показателя. Существуют разные способы расчета, но суть всегда примерно одна - нужно учесть, в какой мере удовлетворяются основные потребности населения. Причем не только чисто материальные потребности (пища, одежда, жилье и пр.), но и многое другое - качество окружающей среды, безопасность, здравоохранение, образование и др. Это относительно объективный подход к оценке качества жизни.

Но оценивать качество жизни и особенно его динамику можно и другим путем - через опросы населения. Действительно, такое исследование позволяет определить, насколько население удовлетворено своей жизнью. Качество жизни оценивается суммированием субъективных оценок опрошенных представителей населения. Такой подход представляется удобным и полезным, если нужно оценивать изменения в отдельно взятом регионе.

Для решения таких задач приходится прибегать к различным условным оценкам, например рангам, а взаимосвязь между отдельными признаками измерять с помощью непараметрических коэффициентов связи. Среди непараметрических методов оценки тесноты связи наибольшее применение имеют ранговые коэффициенты Спирмена (г ) и Кендалла (1 ). Эти коэффициенты могут быть использованы для определения тесноты связей, как между количественными, так и между качественными признаками при условии, если их значения упорядочить или про-ранжировать по степени убывания или возрастания признака. Для выделения наиболее существенных по степени влияния признаков может использоваться метод ранговой корреляции, называемый также методом априорного ранжирования.

2. Методика априорного ранжирования

Особенность метода априорного ранжирования факторов заключается в том, что факторы, которые согласно априорной информации могут иметь существенное влияние, ранжируются в порядке убывания вносимого ими вклада. Вклад каждого фактора при априорном ранжировании оценивается по величине ранга-места, которое отводится респондентом или специалистом данному фактору при ранжировании всех факторов с учётом их предполагаемого влияния. Фактору, которому приписывается ведущая роль, отводится первое место, остальные располагаются в порядке убывания степени их влияния на выбранный параметр. Если трудно определить превалирующее влияние какого-то фактора над другим, то им присваиваются одинаковые ранги, являющиеся средним арифметическим из предполагаемой их суммы рангов. Результаты опроса представляют в виде матрицы рангов. При сборе мнений путем опроса респондентов каждому из них предлагается заполнить анкету, в которой перечислены факторы, их размерность и предполагаемые интервалы варьирования. Заполняя анкету, респондент определяет место факторов в ранжированном ряду.

Результаты опроса обрабатываются следующим образом. Сначала определяют сумму рангов. Сумма рангов, проставленных по всем факторам, вычисляется по следующей формуле:

I -

к *(к +1) ' 2

(1)

где:

ранг, поставленный j -ому фактору;

к - число исследуемых факторов.

Суммы рангов проставленных каждым экспертом должны быть равны. Если же эксперт присваивает двум (трем и так далее) различным явлениям одинаковые ранги, т.е. считает два явления (фактора) равнозначными (связанные ранги), то суммы рангов, проставленные каждым экспертом, не будут совпадать:

I-

к *(к +1) ' 2

(2)

что в свою очередь не позволит произвести дальнейшие расчеты. Для избежания нарушения выше представленного равенства производится пересчет таких ран-

г

гов, в так называемые стандартизированные ранги. Расчет осуществляется путем деления суммы мест, занимаемых связанными рангами, на их число.

На следующем этапе проводится оценка согласованности упорядочений (ранжировок) в совокупности ранжированных рядов. Для оценки такой согласованности применяется коэффициент согласия (W), который называют также коэффициентом конкордации (лат. Concordia- согласие) или коэффициентом конкордации Кендалла. Специфика коэффициента конкордации состоит в том, что при его введении не накладываются ограничения на характер распределения рангов, в строках матрицы рангов в виде необходимости нормального распределения и линейности связи [1].

Могут использоваться дисперсионный и энтропийный коэффициенты кон-кордации. Дисперсионный коэффициент конкордации определяется как отношение оценки дисперсии к максимальному значению этой оценки. Дисперсионный коэффициент конкордации относится к множественным оценкам согласованности и рассчитывается по следующей формуле:

W = S / Smax (3).

Коэффициент конкордации вводиться как отношение «реального» к «идеальному». Под «реальным» понимается значение вариации в матрице рангов (сумма квадратов отклонений сум-

марных рангов r их величины a):

12

да ш = 0, означает полное несовпадение мнений. Коэффициент конкордации не принимает отрицательные значения. Понятия «согласованности и несогласованности» при т > 2 утрачивают симметричность (относительно нуля), так как ранжированные ряды могут полностью совпадать, но полностью не совпадать не могут.

Проверка согласованности мнений экспертов может осуществляться с использованием критерия х2 -минимизирующего ошибку второго рода ( принятие неверной гипотезы), при уровне значимости а - вероятности забраковать справедливую гипотезу (ошибка первого рода) и числе степеней свободы .

Если хр = т(к - 1)*ш >х1р (а,/), гипотеза о согласованности мнений не отвергается и можно сделать вывод о том, что ранжировки согласованы при заданном уровне значимости. Даже малое значение коэффициента позволяет сделать вывод о статистической значимости связи между переменными [3]. Однако при возрастании объема выборки ( к ) использование критерия

X

2 имеет определенное неудобство, т.к.

от общей средней

его верхняя граница стремиться к бесконечности. С учетом этого С.А.Айвазян предложил проводить проверку статистической значимости между ранжированными рядами на основе критерия Фишера:

(т - 1)Ш

XF = — ln-

F 2

1 - W

(7)

* = (4)

М

где а - общее среднее значение рангов: я=1т*№ + 1)

Под «идеальным» - возможное максимальное значение вариации (полная согласованность ранжировок):

Smax =— т 2 (к3 - к), (5)

В условиях отсутствия связи распределение случайной величины Хр приближенно описывается распределением Фишера с числом степеней свободы числителя у1 = к -1 - 2 / т и знаменателя г2 = (т - \)у1 [1].

Если имеются «связанные» ранги, то коэффициент конкордации принимает модифицированный вид:

W =-

S

т - число респондентов;

число ранжируемых факторов.

Коэффициент конкордации при отсутствии связанных рангов находился по формуле:

с

ш =-—-. (6)

1/12* т (п - п)

Значение ш лежит в пределах 0 < ш < 1. Случай, когда ш = 1, означает, что мнения респондентов (экспертов) полностью совпадают. Случай, ког-

1 2п 3 — т (k

12

- k) - т'У ' T

(8)

В этом выражении

Г, = 1

■ =—У (Г3 -i 12 Ки

tu)

- поправочный коэффициент,

где и - число групп, образованных факторами одинакового ранга, в ] - м ранжировании;

Ш - число одинаковых рангов в и - й группе] - го ранжирования.

Оценив согласованность мнений всех исследователей, строят среднюю

диаграмму рангов, откладывая по оси абсцисс факторы, а по оси ординат -соответствующие суммы рангов. Чем меньше сумма рангов данного фактора, тем выше его место на диаграмме. С помощью последней оценивается значимость факторов.

3. Априрное ранжирование факторов качества жизни в городском округе

Особенности априорного ранжирования факторов использовались для выявления субъективных оценок факторов качества жизни населения в городском округе. Объем выборки 900 человек. Репрезентироволо взрослое население с 19 лет. В вопросник мониторинга были включены пять вопросов (переменных) для выявления самооценок респондентов по их удовлетворенности различными сторонами качества жизни: системой дошкольного воспитания (наличие мест в детсадах, содержание в них детей, удаленность от дома, наличие очереди на получение путевки и т.д.) - х1; системой здравоохранения в республике (доступность к специалистам, квалификация врачей, работа поликлиник, состояние и уровень лечения в больницах, обслуживание на дому и т.д.) - х2; вопросы трудоустройства (вероятность потерять работу, остаться безработным) - х3 ; вопросы смены жительства (желание уехать из республики, сменить место жительство по семейным причинам, из-за отсутствия достойной работы по специальности, в связи с получением более качественного высшего образования, из-за низкого уровня жизни и т.д.) - х4; совокупная оценка качества жизни в республике (уровень благосостояния, социальная комфортность, социальная помощь, экология, наличие работы, обеспеченность жильем, ,уровень здравоохранения, образования, культурно -досуговый и т.д.) - х5.

Априорное ранжирование факторов проводилось в следующей последовательности. На основании предварительных исследований был составлен список факторов, наиболее влияющих на исследуемый параметр, и установлены области определения каждого из факторов.

Затем было предложено респондентам заполнить анонимную анкету, в которой перечислены указанные факторы. Вклад каждого фактора оценивался по величине ранга-места, которое отводилось респондентом данному фактору при ранжировании всех факторов

с учётом их предполагаемого влияния. Респонденты оценивали каждый фактор по порядковой шкале от единицы до четырех. Фактору, который определял наихудшие условия, приписывалась единица, остальные располагались в порядке возрастания степени их влияния на выбранный параметр.

Таким образом, была сформирована матрица рангов, т.е. получены ранжированные ряды по каждой из пяти целевых переменных, имеющих порядковый уровень измерения. Объекты ранжирования - респонденты, основание ранжирования - отношение респондентов к некоторым факторам, характеризующим качество жизни населения. Задача состояла в выявлении согласованности мнений респондентов по анкетируемым вопросам, выявлении наиболее значимых факторов, оказывающих влияние на качество жизни в регионе.

Первоначально по результатам обработки анкет была сформирована матрица рангов, т.е. получены ранжированные ряды по каждой из пяти целевых переменных, имеющих порядковый уровень измерения. Т.к. в матрице оказались связанные ранги был произведен пересчет их в стандартизованные ранги. Пример расчета представлен в таблице 1.

В итоге была получена нормальная ранжировка, для которой выполнено основное условие ранжирования (2).

При анализе и формировании рангов для всей совокупности опрошенных респондентов по рассматриваемым переменным оказались «связанные» ранги. Так, по первому респонденту были установлены следующие ранги:

3,5; 1,5; 1,5; 3,5; 5. Для этого ранжирования Ту = 1/12[(23 - 2) + (23 - 2)] = 1, так как ^ = 2 (3,5 встречается два раза), и 12 = 2 (ранг 1,5 встречается тоже два раза). По третьему респонденту были установлены ранги: 2; 2; 4,5; 4,5; 2. Для этого ранжирования

Ту = 1/12[(33 - 3) + (23 - 2)] = 2,5 . Расчеты «связанных» рангов приведены в таблице 2 .

Для расчета модифицированного коэффициента конкордации для каждого фактора была найдена сумма рангов т

У ,

У=1

где т - число опрошенных респондентов; ранг {- го фактора, присвоенный У - м респондентом. Затем вычислялось отклонение суммы рангов от

Таблица 1. Ранжирование факторов

Ответы респондентов Факторы Сумма

Х^ Х2 х3 X 4 Х5

1 2 1 1 2 3

Ранг ответов 3 1 2 4 5

Стандартизованный ранг 3,5 1,5 1,5 3,5 5 15

3 1 1 2 2 1

Ранг ответов 1 2 4 5 3

Стандартизованный ранг 2 2 4,5 4,5 2 15

900 3 2 1 3 2

Ранг ответов 4 3 1 5 2

Стандартизованный ранг 4,5 2,5 1 4,5 2,5 15

Таблица 2. Матрица стандартизованных рангов

Респонденты Стандартизованные ранги ту

х1 г 1 х 2 Гх3 г 4 x 4 г 5 х5

1 3,5 1,5 1,5 3,5 5 1

2 1 3,5 3,5 3,5 3,5 5

3 2 2 4,5 4,5 2 2,5

4 1,5 1,5 5 3,5 3,5 1

5 1 3 3 5 3 2

6 1,5 1,5 3 5 4 0,5

900 4,5 2,5 1 4,5 2,5 1

сумма 2276,5

средней суммы рангов и квадраты отклонений. Сумма квадратов отклонений составила значение 2 - числитель дроби (2).

По сумме рангов Ак производилось ранжирование факторов. Минимальной сумме рангов (А к) соответствует наиболее важный фактор, получающий первое место м = 1, далее факторы располагаются по мере возрастания суммы рангов.

Используя промежуточные расчеты значение коэффициента конкорда-ции:

Ш = --2-= 0,35 (9)

X2 (критерий Пирсона) для случая связанных рангов, который вычислялся по формуле:

X =-= 491,19 (10)

—т* к *(к +1)-12 ^ '

— УТ к-1^ 1 1=1

Если хр >Х2КР (а, /),

то гипотеза о

—т2(к3 - к) - тУ 12 ^

Ш = 0,35 свидетельствует о наличии невысокой степени согласованности мнений респондентов относительно рассматриваемых факторов, оказывающих влияние на качество жизни. В абсолютном выражении Ш может оказаться очень малым, но его значение может быть статистически значимым при проверке гипотезы о равномерном распределении рангов (согласии ранжировок).

Проверка согласованности мнений респондентов осуществлялась с помощью уточненного критерия согласия

р Кр

согласованности мнений респондентов принимается. Т.к. хК2р (а, /) = 9,49 условие выполняется и существует согласие мнений респондентов по рассматриваемым вопросам качества жизни.

После проверки согласованности мнений респондентов, была построена диаграмма рангов (рисунок 1).

С помощью диаграммы рангов можно выделить наиболее влияющие факторы и отсеять факторы, оказывающие несущественное влияние. Если распределение степеней влияния факторов равномерное или неравномерное, но монотонно убывающее, то это означает, что в дальнейшее исследование процесса необходимо включать все факторы. В случае быстрого экспоненциального падения степеней влияния факторов часть факторов можно исключить из дальнейшего изучения процесса.

Степень влияния фактора на иссле-

дуемую величину оценивается по величине суммы рангов: чем меньше сумма рангов фактора, тем большее влияние он оказывает на исследуемую величину.

Априорная диаграмма рангов позволяет предварительно отобрать наиболее важные факторы. К ним относятся те, у которых Ак < А.

Из диаграммы рангов (рисунок 1) следует, что больше других влияют на исследуемый параметр, по мнению опрошенных респондентов, факторы Х1 , Хз и Х2 . Остальные факторы оказывают значительно меньшее влияние. Т.е. можно сделать вывод, что наиболее важными факторами для всех опрошенных респондентов, оказывающих влияние на их качество жизни, являются вопросы дошкольного воспитания, вопросы трудоустройства и функционирование системы здравоохранения.

Построение характеристик распределения оценок переменных подтверждает построение единого варианта упорядочения факторов [1]. Если принимается гипотеза о согласованности мнений, то, ранжируя суммы рангов по переменным, можно построить единый вариант упорядочения факторов (таблица 3).

Последняя строка в таблице получена ранжированием «суммы рангов». Точность единого варианта упорядочения достаточна велика. Например, ранг переменной х5 =4. Такой же результат получается на основе применения стандартизованных итоговых рангов, медианы моды.

На основе полученных сумм рангов были вычислены коэффициенты весомости показателей, определяющих качество жизни населения. Для этого по каждому показателю определялась величина, обратная их сумме рангов, затем путем суммирования рассчитывалась доля каждой из них в общей сумме. Расчет весовых значений (Квз) представлен в таблице 4.

Удельный вес показателя отношения к системе дошкольного воспитания - х1 оказался самым высоким, т.е. наиболее важным для всех опрошенных респондентов. На втором месте показатель, характеризующий возможность иметь работу - хз. Самый низкий удельный вес у показателя х4 - касающегося желания сменить место жительства.

Удельные веса факторов можно определить также по следующей формуле: 2(к - М +1)

к (к +1) , (11)

4000 т 3500 3000 +

е 2500 |

* 2000 | 1500 1000 500 0

средняя сзгмма рангов

х4

х5

хЗ

х1

х2 факторы

Рис. 1. Априорная диаграмма рангов Таблица 3. Характеристики распределения оценок

Характеристики Переменные

х^ х2 х3 х4 х5

Среднее арифметическое рангов (стандартизованные итоговые ранги) 2,5 2,9 2,5 3,8 3,2

Медиана 2,5 2,5 2,5 4 3

Мода 1,5 2,5 2 5 2,5

Ранг по группе 1 3 2 5 4

Таблица 4. Расчет коэффициентов весомости по сумме рангов

Факторы КЖН Сумма рангов Величина, обратная сумме рангов Квз Относительный ранг

Отношение к системе дошкольного воспитания - х1 2260 0,00044 0,233 1

Отношение к системе здравоохранения - х2 2587 0,00039 0,204 3

Возможность потерять работу - х3 2313 0,00043 0,228 2

Желание сменить местожительства - х4 3421 0,00029 0,154 5

Оценка качества жизни - х5 2905 0,00034 0,181 4

Сумма 0,00190 1

Чк =-

где: М - место фактора по результатам ранжирования.

На основе проведенных расчетов получена пятифакторная модель сравнительной оценки показателей, характеризующих качество жизни населения: X = 0,233^ + 0,204х2 + 0,228х3 +

+ 0,154х4 + 0,181х5. (12)

Следует отметить, что данная модель, во-первых, подтверждает сделан-

ные ранее выводы о значимости рассматриваемых факторов, во-вторых, позволяет оценить их в динамике, определить тенденции улучшения или ухудшения качества жизни. В-третьих, выявить, за счет, каких именно показателей произошло данное изменение, и на основе полученных результатов принять органам власти соответствующие управленческие решения. Модель так-

же применима для сравнения с другими городами Республики, муниципальными образованиями по рассматриваемым вопросам, характеризующим качество жизни населения.

4. Выделение подклассов респондентов

Анализируя согласованность ответов респондентов по вопросам, определяющим их отношение к выделенным факторам качества жизни, был получен невысокий, хотя и значимый коэффициент связи (конкордации) - ш = 0,35 . Учитывая характер вопросов и социальное положение респондентов, их возраст, занятость в определенных структурах степень согласованности в ответах их может быть различна. Это можно считать основанием для выделения подклассов респондентов по их ранжировке ответов на заданные вопросы. Это соотносится и со степенью форма-лизованности данных (жестко структурированные, слабоструктурированные, неструктурированные), и их нечисловым характером. Возможны и другие основания для выделения различных подклассов.

Для выделения классов респондентов был использован кластерный анализ. В данном случае кластер- это некоторая совокупность «родственных» объектов - респондентов, объединенных по набору общих признаков (факторов). Данный метод применим при невысоких корреляциях между переменными (таблица 5). Методом кластерного анализа - к-средних были выделены три группы респондентов.

4.1. Анализ факторов первой группы респондентов

Первый кластер составили 264 респондента. Средний возраст респондентов этой группы - 35 лет. По данной группе была сформирована матрица рангов, т.е. получены ранжированные ряды по каждой из пяти целевых переменных, имеющих порядковый уровень измерения и, рассчитаны согласованные оценки упорядочений (ранжировок) в совокупности ранжированных рядов. Значение коэффициента конкордации для первого кластера: ш1 = 0,67 . Степень согласованности мнений респондентов первой группы относительно рассматриваемых факторов, оказывающих влияние на качество жизни в 1,9 раза выше, чем для всей совокупности респондентов. Проверка согласованности мнений респондентов осуществлялась с помощью уточненного критерия согласия х2 (критерий Пирсона)

Таблица 5. Матрица парных корреляций факторов

Факторы х1 х2 х3 х4 х5

х^ 1,00 0,53 0,16 0,00 0,40

х2 0,53 1,00 0,14 0,01 0,48

х3 0,16 0,14 1,00 0,25 0,31

х4 0,00 0,01 0,25 1,00 0,04

х5 0,40 0,48 0,31 0,04 1,00

1200

сс о.

1000 --

800

600 --

400 --

200

0

средняя сумма, рангов

я4

хЗ

х2

к1

х5

фаЕторы

Рис. 2. Априорная диаграмма рангов по первому кластеру Таблица 6. Характеристики распределения оценок по первому кластеру

Характеристики Переменные

х^ х2 х3 х4 х5

Среднеее арифметическое рангов (стандартизованные итоговые ранги) 2 2,3 3,4 4,2 3,2

Медиана 2 2,5 3 4,5 3

Мода 1 2,5 2,5 5 2,5

Ранг по группе 1 2 4 5 3

для случая связанных рангов. Так как Х21 = 465,9 > х1р (а, /), то гипотеза о согласованности мнений респондентов принимается, существует согласие мнений респондентов по рассматриваемым вопросам качества жизни. Диаграмма рангов по первому кластеру представлена на рисунке 2.

Таким образом, по результатам априорного ранжирования рассматриваемые респондентами первой группы факторы расположились по их влиянию на качество жизни следующим образом:

1 место - отношение к системе дошкольного воспитания - х1;

2 место - функционирование системы здравоохранения - х2 ;

3 место - обобщенная характеристика качества жизни - х5;

4 место - вопросы занятости - х3 ;

5 место - вопросы возможной смены жительства - х4 .

Построение единого варианта упорядочения факторов подтверждает таблица характеристик распределения оценок (таблица 6).

Из априорной диаграммы рангов и таблицы характеристик распределения оценок следует, что больше других влияют на исследуемый параметр, по мнению опрошенных респондентов, факторы х1 и х2. Остальные факторы оказывают значительно меньшее влияние. Т.е. можно сделать вывод, что наиболее важными факторами для всех опрошенных респондентов, оказывающих влияние на их качество жизни, являются вопросы дошкольного воспитания и функционирование системы здравоох-

ранения.

Анализируя ответы респондентов по фактору хг, касающегося отношения к системе дошкольного воспитания из 264 человек данной группы ответили: не устраивает - 40,5%; скорее нет, чем да - 49,6%; скорее да, чем нет - 9,9%; устраивает полностью - 0%.

Таким образом, 90% респондентов данной группы не устраивает система дошкольного воспитания, т.е. наличие мест в детских садах, содержание в них детей, удаленность от дома, наличие очереди на получение путевки и др. Средний возраст респондентов этой группы 35 лет, возраст вторых детей, поэтому данный вопрос является для них актуальным. И согласованность в отношении к данному вопросу является самой высокой.

Вторым значимым фактором для респондентов данной группы является фактор х2 - оценка системы здравоохранения. Оценка включала такие характеристики как доступность к специалистам, квалификация врачей, работа поликлиник, состояние и уровень лечения в больницах, обслуживание на дому.

Респонденты оценили функционирование системы здравоохранения в республике как: плохое - 21,6%; удовлетворительное - 61,4%; не совсем хорошее - 17%; хорошее -0%. Остальные факторы можно считать не значимыми для первой группы респондентов.

4.2. Анализ факторов второй группы респондентов

Второй кластер составили 297 респондентов. Средний возраст респондентов этой группы - до 30 лет. По данной группе также была сформирована матрица рангов, т.е. получены ранжированные ряды по каждой из пяти целевых переменных, имеющих порядковый уровень измерения и, рассчитаны согласованные оценки упорядочений (ранжировок) в совокупности ранжированных рядов. Значение коэффициента конкордации для второго кластера: ^2 = 0,44 ; = 213,84 > Х2кр (а, 9 , гипотеза о согласованности мнений респондентов принимается, существует согласие мнений респондентов по рассматриваемым вопросам качества жизни. Диаграмма рангов по первому кластеру представлена на рисунке 3.

Таким образом, по результатам априорного ранжирования рассматриваемые респондентами второй группы факторы располагаются по их влиянию на качество жизни следующим образом:

факторы

Рис. 3. Априорная диаграмма рангов по второму кластеру Таблица 7. Характеристики распределения оценок по второму кластеру

Характеристики Переменные

Х^ х2 х3 х4 Х5

Среднее арифметическое рангов (стандартизованные итоговые ранги) 3,2 3,8 1,9 3,0 3,1

Медиана 3,5 4,0 1,5 3,0 3,0

Мода 4,0 4,0 1,0 2,0 4,0

Ранг по группе 4 5 1 2 3

1 место - вопросы занятости - х3;

2 место - вопросы возможной смены жительства - х4 ;

3 место - обобщенная характеристика качества жизни - х5 ;

4 место - отношение к системе дошкольного воспитания - х1 ;

5 место - функционирование системы здравоохранения - х2 ;

Построение единого варианта упорядочения факторов подтверждает таблица характеристик распределения оценок (таблица 7).

Наиболее значимыми факторами для второй группы респондентов являются вопросы, связанные с трудоустройством - х3 и вопросы смены места жительства.- х4. Это достаточно закономерно, т.к. во время кризиса особенно происходит сокращение трудоспособного населения и молодые люди (возраст респондентов данной группы - 28 лет) оценивают возможность потерять работу как высокую - 86% из опрошенных. И только 14% имеют стабильную работу. В связи с этим закономерным оказывается и отношение к смене жительства. 80% респондентов проявили желание уехать из республики и только 20% молодых людей желают остаться. Это является тревожным фактором, т.к. в республике происходит постарение населения и скоро некем будет заменить трудоспособное

население. Поэтому необходимо более серьезно относиться к формируемой молодежной политики в Республике Марий Эл. Самым незначимым фактором для второй группы респондентов оказался фактор х2 - вопросы, связанные с системой здравоохранения. Т.к. данная группа респондентов молодая, то вопросы здравоохранения пока для них не являются проблематичными, что вполне закономерно.

4.3. Анализ факторов третьей группы респондентов

Третий кластер самый многочисленный. Его составили 336 человек (респондентов), средний возраст которых 40 лет (и выше). По данной группе также была сформирована матрица рангов, т.е. получены ранжированные ряды по каждой из пяти целевых переменных, имеющих порядковый уровень измерения и, рассчитаны согласованные оценки упорядочений (ранжировок) в совокупности ранжированных рядов. Значение коэффициента конкордации для третьего кластера: W3 = 0,76. Так как %2р3 = 271,3 > х2р (а, /), то гипотеза о согласованности мнений респондентов принимается. Диаграмма рангов по первому кластеру представлена на рисунке 4.

По результатам априорного ранжирования рассматриваемые респондентами третьей группы факторы распо-

лагаются по их влиянию на качество жизни следующим образом:

1 место - отношение к системе дошкольного воспитания - х1 ;

2 место - функционирование системы здравоохранения - х2 ;

3 место - вопросы занятости - х3 ;

4 место - обобщенная характеристика качества жизни - х5 ;

5 место - вопросы возможной смены жительства - х 4 ;

Построение единого варианта упорядочения факторов подтверждает таблица характеристик распределения оценок (таблица 8).

Характеристики, представленные в таблице подтверждают ранжирование факторов в данной группе. По диаграмме рангов третьей группы наиболее значимыми факторами, выделенными респондентами являются: х1 - отношение к системе дошкольного воспитания; х2 - функционирование системы здравоохранения; х3 - вопросы занятости. Для респондентов третьей группы факторы х5 и х4 являются не значимыми. Анализируя ответы респондентов по фактору х1, касающегося отношения к системе дошкольного воспитания из 336 человек данной группы ответили: не устраивает - 68,7%; скорее нет, чем да - 27,7%; скорее да, чем нет - 3,6%; устраивает полностью - 0%.

Таким образом, « 96,5% респондентов данной группы не устраивает система дошкольного воспитания. Вторым значимым фактором для респондентов данной группы является фактор

- оценка системы здравоохранения. Респонденты оценили функционирование системы здравоохранения в республике как: плохое - 61,6%; удовлетворительное - 30,4%; не совсем хорошее - 8%; хорошее -0%. Третьим значимым фактором респонденты выделили х3 - вопросы занятости. Высокую вероятность потерять работу отметили 57,1% респондентов. Еще 42,9% респондентов отметили, что существует вероятность потерять работу. Никто из респондентов данной группы не ответил, что имеет стабильную работу.

5. Заключение

Получение субъективных оценок качества жизни методом априорного ранжирования показателей на основе анонимного анкетирования жителей показало наличии средней степени согласованности мнений респондентов относительно рассматриваемых факторов, оказывающих влияние на качество жизни. Априорное ранжирование

факторы

Рис. 4. Априорная диаграмма рангов по третьему кластеру Таблица 8. Характеристики распределения оценок по третьему кластеру

Характеристики Переменные

хх х2 х3 х4 х5

Среднее арифметическое рангов (стандартизованные итоговые ранги) 2,3 2,5 2,6 4,2 3,4

Медиана 2,0 2,0 2,5 4,5 3,5

Мода 1,5 1,5 1,5 5,0 3,5

Ранг по группе 1 2 3 5 4

факторов качества жизни по трем группам респондентов, показало, что для первой группы значимыми являются факторы, оценивающие систему дошкольного воспитания и здравоохранения. Для второй группы - вопросы трудоустройства и смены места жительства. Для третьей группы - вопросы дошкольного воспитания, здравоохранения и трудоустройства.

Наиболее важным для всех опрошенных респондентов оказался показатель отношения к системе дошкольного воспитания. На втором месте показатель, характеризующий возможность иметь работу. Самый низкий удельный вес у показателя, касающегося желания сменить место жительства.

Используя предложенную методику априорного ранжирования факторов можно выявить на основе субъективных оценок жителей республики наиболее важные факторы, оказывающие существенное влияние на формирование качества жизни населения. Объективные и субъективные оценки факторов качества жизни населения должны учитываться при формировании комплекса мероприятий и программ по многим направлениям, среди которых укрепление здоровья насе-

ления, формирование системы дошкольного образования, создание экономических условий для улучшения демографической ситуации; регулирование миграционных процессов; формирование дополнительных рабочих мест.

Литература

1. Айвазян С.А., Мхитарян В.С. Прикладная статистика и основы эконометрики. М.: ЮНИТИ, 1998.

2. Павлов А.Н., Соколов Б.В. Методы обработки экспертной информации. Учебно-методическое пособие. Санкт-Петербург, 2005.

3. Ромашкина Г.Ф., Татарова Г.Г. Коэффициенты конкордации в анализе социологических данных. Социология: 4М. 2005, №20.

4. Смелов П.А., Карманов М.В. Демографическая экспансия как угроза инновационного развития России // Научно-аналитический журнал «Инновации и инвестиции» - 2010 - №4

5. Смелов П.А. Классификация регионов Российской Федерации в зависимости от состояния здоровья населения // Научно-практический журнал «Вестник Самарского государственного экономического университета» -2009 - №5

References

1. Ajvazjan S.A., Mhitaryan VS.applied statistics and bases econometrics. M.: UNITI, 1998.

2. Pavlov A.N., B.Vmethod's Falcons of processing of the expert information. The methodical manual. Saint Petersburg, 2005.

3. Romashkina G.F., Tatarova G.G.factor concordia in the analysis of the sociological data. Sociology: 4M. 2005, №20.

4. Smelov P.A., Karmanov M.V Demographic expansion as a threat innovation development of Russia // Nauchno-anal-iticheskiy jurnal «Innovacii i investicii» -

2010 - №4

5. Smelov P.A. Classification of regions of the Russian Federation, depending on population health // Nauchno-prakticheskiy jurnal «Vest-nik Samarskogo gosudarstvennogo ekonomicheskogo universiteta» - 2009 - №5