CC BY
41
прибегают к проектному управлению лишь в кризисных ситуациях. При этом говорить о реализации Стратегии не приходится, а само внедрение проектного менеджмента может быть связано с рядом проблем.
По итогам рассмотрения вопросов взаимодействия стратегического и тактического уровней управления при формировании и реализации Стратегии, обобщим требования к системе Управления Портфелем и системе управления организацией, в целом (см. таблица 1).
Литература:
1. Портфель Программ и Проектов: принципы, методы и процессы формирования, оптимизации и управления / Козлов А.С.; РЭА
им. Г.В. Плеханова. - М., 2008. 223 с. Деп. в ИНИОН РАН.
2. Управление проектами: основы профессиональных знаний. Национальные требования к компетентности специалистов / Под ред. В.И.Воропаева. - М.: СОВНЕТ, Кубс Групп, 2001. - 265 с.
3. A Guide to the Project Management Body of Knowledge (PMBOK® guide) / Third Edition. The American National Standard ANSI / PMI 99-001-2004.
4. The Standard for Portfolio Management. Project Management Institute. 2006. - 78 p.
5. The Standard for Program Management. Project Management Institute. 2006. - 109 p.
СТАТИСТИЧЕСКИМ ПОДХОД К ОЦЕНКЕ ПОТЕНЦИАЛА МАЛОГО БИЗНЕСА РЕГИОНА (НА ПРИМЕРЕ ЦЕНТРАЛЬНОЙ РОССИИ)
О.И. Комов, В.Г. Шуметов, Орловская региональная академия государственной службы
Малые предприятия - важнейший элемент рыночной структуры, гибкая и динамическая форма реализации предпринимательской деятельности. Создание сети малых предприятий является необходимым условием формирования экономической среды, благоприятствующей возникновению конкуренции товаропроизводителей, развитию рыночных отношений, противодействия монополизму крупных фирм в производстве и других видах деятельности. Малые предприятия способны быстро реагировать на изменение спроса, перестраивать номенклатуру и ассортимент продукции, наиболее восприимчивы к техническим новшествам, обеспечивают высокую эффективность и быструю окупаемость затрат. Они способствуют созданию новых рабочих мест, росту занятости трудоспособного населения. Все это актуализирует исследования, направленные на всестороннюю оценку предпринимательского потенциала малого бизнеса на региональном уровне.
Для оценки предпринимательского потенциала малого бизнеса региона нами предлагается оценивать компоненты его структуры: организационно-структурный, социально-демографический, финансово-инвестиционный, производственно-технологический, инновационный, ресурсный и интеллектуальный потенциалы. Каждый из них, в свою очередь, определяется рядом показателей. Так, организационно-структурный потенциал региона определяется такими показателями, как доля занятых в малом бизнесе в общей численности занятых в экономике региона; количество малых предприятий на 1000 чел. региона; доля доходов, полученных от предпринимательской деятельности, в структуре денежных доходов населения; число занятых на одном малом предприятии (без внешних совместителей); долей зарегистрированных безработных в общей численности населения. Можно предположить, что основным показателем организационно-структурного потенциала региона является доля занятых в малом бизнесе в общей численности занятых в экономике региона, но это требует обоснования.
Ниже на примере организационно-структурного потенциала региона рассматриваются этапы статистического анализа, конечная цель которого - оценка потенциала малого бизнеса на региональном уровне.
На первом этапе статистических исследований рассматривали распределение показателей организационно-структурного потенциала с целью выявления «выбросов» - регионов с экстремальными значениями показателей. В качестве эмпирической базы использовали статистические данные, приведенные в официальных источниках [1, 2]; их статистическую обработку проводили с помощью пакета анализа данных общественных наук SPSS Base [3]. В целях повышения надежности статистических выводов использовали следующий прием: сначала обрабатывали данные отдельно по выборкам 2005 и 2006 годов, затем, в случае близких результатов, формировали обобщенную выборку 2005-2006 годов, по которой и производили статистические выводы.
Распределение показателей организационно-структурного потенциала с целью выявления «выбросов» выполняли с помощью ящичковых диаграмм. Так, было выявлено, что Москва и в 2005, и в 2006 гг. характеризовалась экстремально высокой долей занятых в малом бизнесе в общей численности занятых в экономике региона: при среднем значении по РФ данного показателя 12,0% в 2005 г. и 12,7% в 2006 г. доля занятых в малом бизнесе в общей численности занятых в экономике региона в Москве составила 28,5% и 28,7%
в 2005 и 2006 гг., соответственно. В противоположность этому, распределение числа занятых на одном малом предприятии по регионам ЦФО не имело экстремальных значений.
Анализ других ящичковых диаграмм выявил следующее:
- Москва в 2005-2006 гг. характеризовалась экстремально высоким количеством малых предприятий на 1000 чел. региона (19,23 в 2005 г. и 19,89 - в 2006 г. при среднем значении 6,86 и 7,26 в 2005 и 2006 гг., соответственно);
- доля доходов, полученных от предпринимательской деятельности, в структуре денежных доходов населения, не имела экстремальных значений;
- доля зарегистрированных безработных в общей численности населения составляла минимальное значение в Москве в 2005 г. (0,46%) и максимальное - во Владимирской области в 2006 г. (5,89%).
Несмотря на то, что Москва характеризовалась экстремальными значениями по двум показателям организационно-структурного потенциала малого бизнеса, по другим трем показателям этот регион не выделяется из рассматриваемого множества, поэтому дальнейший анализ проводили по всем 18 регионам ЦФО, используя данные 2005-2006 гг.
Следующий этап статистического исследования - анализ кор-релированности показателей организационно-структурного потенциала - проводили отдельно для данных 2005 и 2006 гг. Сравнение результатов корреляционного анализа данных 2005 и 2006 гг. показало, что они идентичны в качественном отношении: статистически значимые корреляции наблюдались для одних и тех же пар показателей: «Доля занятых в малом бизнесе» - «Количество малых предприятий на 1000 чел.» (положительная корреляция); «Доля занятых в малом бизнесе» - «Доля доходов от предпринимательской деятельности» (отрицательная корреляция); «Доля занятых в малом бизнесе» - «Доля безработных» (отрицательная корреляция); «Количество малых предприятий на 1000 чел.» - «Доля безработных» (отрицательная корреляция).
С учетом близости результатов корреляционного анализа данных 2005 и 2006 гг., в качестве рабочей модели взаимосвязей показателей организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО была принята корреляционная матрица, полученная по объединенной выборке 2005-2006 гг. (табл. 1).
Заключительный этап статистического исследования организационно-структурного потенциала - факторный анализ - проводили отдельно для данных 2005 и 2006 гг. по методу главных компонент, который позволят выделить главные факторы и установить их структуру [4]. В соответствии с выполненной процедурой метода главных компонент, выделено два главных фактора, первый из которых идентифицирован как «фактор доли занятых в малом бизнесе», а второй - как «фактор числа занятых на одном малом предприятии». Такая интерпретация позволила представить полученную двухфакторную модель в наглядной графической форме (рис. 1).
Диаграмма рис. 1 а - «карта нагрузок» - представляет исходные показатели организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО на плоскости двух главных факторов, причем горизонтальная координата каждого из исходных показателей отражает его коррелированность с первым главным фактором, а вертикальная - со вторым. Видно, что первый главный фактор силь-
Таблица 1
Корреляционная матрица показателей организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО (по данным 2005-2006 гг.)
Показатель Статистика Хх Х2 Хз х, Х5
Доля занятых в малом бизнесе Х\ Коэф. корреляции Я 1 0,928 -0,499 0,259 -0,597
Уровень значимости р , 0,000 0,002 0,128 0,000
Количество малых предприятий на 1000 чел. Х2 Коэф. корреляции Я 0,928 1 -0,425 -0,037 -0,614
Уровень значимости р 0,000 ’ 0,010 0,832 0,000
Доля доходов от предпринимательской деятельности Хз Коэф. корреляции Я -0,499 -0,425 1 -0,088 0,410
Уровень значимости р 0,002 0,010 ’ 0,611 0,013
Число занятых на малых предприятиях Х4 Коэф. корреляции Я 0,259 -0,037 -0,088 1 0,096
Уровень значимости р 0,128 0,832 0,611 , 0,578
Доля безработных Х5 Коэф. корреляции Я -0,597 -0,614 0,410 0,096 1
Уровень значимости р 0,000 0,000 0,013 0,578 ,
нее всего коррелирует с долей занятых в малом бизнесе и количеством малых предприятий на 1000 чел. в регионе, второй - с числом занятых на одном малом предприятии. Именно это и позволило первый главный фактор идентифицировать как «фактор доли занятых в малом бизнесе», а второй - как «фактор числа занятых на одном малом предприятии».
«Карта регионов» (рис. 1 б), представляет регионы на плоскости главных факторов в виде точек различной формы - «кружочки» для данных 2005 г. и «квадратики» для данных 2006 г. Числа над метками отвечают условным кодам регионов: для данных 2005 г. это коды 1-18 (номера областей в алфавитном порядке; код Москвы
- 18), данных 2005 г. - коды 101-118 (1-18+100). Видно, что регионы-2005 и регионы-2006 на диаграмме рис. 1.3 б «расположены» достаточно близко друг к другу, что интерпретируется как достаточно высокая временная стабильность показателей организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО в рассматриваемом интервале времени.
По расположению того или иного региона на «карте регионов» можно судить о его организационно-структурном потенциале малого бизнеса. Так, Москва (метки 18 и 118) на «карте регионов» расположена «особняком» от остальных регионов на положительном направлении оси первого главного фактора, что отражает экстремально высокую долю занятых в малом бизнесе в общей численности занятых в экономике данного региона. Рязанская область (метки 12 и 112) находится на положительном направлении второго главного фактора, что соответствует повышенным значениям численности занятых на одном малом предприятии.
Перейдем теперь к изложению методики решения второй задачи - формирование обобщенного показателя, адекватно отражающего компоненты предпринимательского потенциала малого бизнеса регионов ЦФО.
Представляется, что эффективным приемом устранения высокой территориальной вариабельности частных показателей является их нормирование с использованием шкалы желательности Харрингтона [5]. Эта шкала устанавливает соответствие между лингвистическими оценками желательности значений показателя Х и числовыми интервалами функции желательности й?(Х) - табл. 2.
Таблица 2
Числовые интервалы шкалы Харрингтона
Лингвистическая оценка Интервалы значений функции желательности сі(Х)
Очень хорошо 1,00-0,80
Хорошо 0,80-0,63
У довлетворительно 0,63-0,37
Плохо 0,37-0,20
Очень плохо 0,20-0,00
При таком шкалировании значения функции желательности й?(Х) изменяются в интервале от 0 до 1, причем значение Л>0 соответствует абсолютно неприемлемой величине г-го показателя, й?»1 — идеальной величине.
Практически можно ограничиться тремя градациями шкалы Харрингтона, отвечающим лингвистическим категориям «плохо», «удовлетворительно», «хорошо». В этом случае область, соответствующая уровню «удовлетворительно», расширяется от 0,37 до
0,69, а области «плохо» и «хорошо» характеризуются интервалами (0,00-0,37) и (0,69-1,00) соответственно.
Преобразование исходного показателя с помощью шкалы Хар-
Рис. 1. Результаты факторного анализа исходных показателей организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО
по данным 2005-2006 гг.: а - «карта нагрузок»; б - «карта регионов»
рингтона производится по формуле:
z = (X - ХД Xi - X). С1)
Далее воспользуемся статистическим походом, примененном в работе [6], где значения показателей Х0 и Х1 принимались равными средней величине Х^ и величине, превышающей Х^ на одно среднеквадратическое отклонение. При таком нормировании в области «удовлетворительно» будет находиться треть регионов, примерно половина регионов «попадет» в область «плохо», и шестая часть регионов будет характеризоваться термом «хорошо». Преобразования позволяют расширить выборку за счет регионов-«выб-росов», поскольку функция желательности характеризуется медленным ростом в области больших значений показателей.
Применим описанный подход для расчета двух частных индексов организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО: 1) индекса доли занятых в малом бизнесе и 2) индекса числа занятых на одном малом предприятии.
Согласно статистическим данным, доля занятых в малом бизнесе по регионам ЦФО в 2005-2006 гг. колебалась от X1min=5,5% до X1max=28,7%. Распределение этого показателя - несимметричное, с правосторонней асимметрией (медиана=8,000% меньше среднего арифметического значения Х1ср=9,839%). Согласно расчету, среднее квадратическое отклонение СКО(Х1)=5,4%. Принимаем следующие границы показателя, внутри которых долю занятых в малом бизнесе можно считать удовлетворительной: Х10=9,8% и Хп=9,8+5,4=15,2%. Соответственно, значению Х10=9,8% будет отвечать величина безразмерной переменной z1=0, а значению Х11=15,2% - z1=1.
Все последующие расчеты проводили в редакторе данных пакета SPSS Base [3].
Интервалу значений безразмерной переменной z1 от 0 до 1 (терму «удовлетворительно») отвечает меньшая часть регионов. Это - Московская область в 2005 г., Рязанская, Калужская и Воронежская области в 2005-2006 гг. и Ярославская область в 2006 г. Большая часть регионов характеризуется термом «плохо», и лишь три региона - термом «хорошо» - Москва в 2005-2006 гг. и Московская область в 2006 г.
Рассмотрим теперь следующий показатель - число занятых на одном малом предприятии. Согласно статистике, число занятых на одном малом предприятии по регионам ЦФО в 2005-2006 гг. колебалось от X2min=5,3 до Х2тах=11,7. Распределение этого показателя -близкое к симметричному (медиана=8,400, среднее арифметическое значение Х2ср=8,508). Согласно расчету, среднее квадратическое отклонение СКО(Х2)=1,486.
С учетом этих данных, принимаем следующие границы показателя, внутри которых число занятых на одном малом предприятии можно считать удовлетворительной: Х20=8,5 и Х21=8,5+1,5=10,0%. Соответственно, значению Х20=8,5 будет отвечать величина безразмерной переменной z2=0, а значению Х21=10,0%
-Z2=1.
Результаты расчетов функции желательности числа занятых на одном малом предприятии показывают, что интервалу значений безразмерной переменной z2 от 0 до 1 (терму «удовлетворитель-
но») отвечает меньшая часть регионов. Среди них: Московская область в 2005 г., Москва и Тамбовская область в 2005-2006 гг., Калужская, Костромская, Владимирская, Ивановская и Брянская области в 2006 г. Большая часть регионов характеризуется термом «плохо», 9 регионов - термом «хорошо»: Московская, Калужская и Рязанская области в 2005-2006 гг., Смоленская область в 2006 г., Ивановская и Брянская области в 2005 г.
Согласно факторному анализу, главные факторы, отвечающие этим показателям, объясняют 55,4% и 21,9% общей дисперсии соответственно, поэтому получаем следующие значения весов:
- доли занятых в малом бизнесе w1=55,4/(55,4+21,9)=0,72;
- числа занятых на одном малом предприятии w2=21,9/ (55,4+21,9)=0,28.
Тогда обобщенный показатель организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО можно представить следующей формулой:
D = (d1)w1(d2)w2 = (d1)0’72(d2)0’28. (2.4)
В табл. 3 приведен фрагмент результатов расчетов обобщенного показателя организационно-структурного потенциала малого бизнеса регионов ЦФО.
Анализируя данные табл. 3, можно заключить, что ранжирование регионов ЦФО по обобщенному показателю организационноструктурного потенциала малого бизнеса не совпадает с их ранжированием по основному показателю - доле занятых в малом бизнесе, заметную роль играет также число занятых на одном малом предприятии. Так, Московская область в 2006 г. занимала вторую позицию в 2005-2006 гг. по обобщенному показателю организационноструктурного потенциала малого бизнеса, при достаточно «скромном» значении доли занятых в малом бизнесе (16,7%), за счет высокого числа занятых на одном малом предприятии - 10,5 человек.
Представленный выше подход к формированию обобщенного показателя организационно-структурного потенциала малого бизнеса на базе функции желательности может быть использован при формировании обобщенных показателей и других его компонент.
Литература :
1. Регионы России. Социально-экономические показатели. 2007. Стат. сб. / Росстат. М., 2007.
2. Малое предпринимательство в России. 2007: Стат.сб. / Росстат. M., 2007.
3. SPSS Base 8.0 для Windows. Руководство по применению. М.: СПСС Русь, 1998.
4. Факторный, дискриминантный и кластерный анализ / Дж.-О. Ким, Ч.И. Мьюллер, У.Р. Клекка и др.; Под ред. И.С. Енюкова. М.: Финансы и статистика, 1989.
5. Harrington E.C. The desirable function // Industrial Quality Control. 1965. V.21. №10.
6. Инвестиционный потенциал земельных ресурсов России: типологический анализ: Монография / Д.В. Наумчев, В.Г. Шуме-тов, А.Б. Секерин, П.И. Новиков. Под общ. ред. Д.В. Наумчева. М.: Издательство МГУДТ, 2004.
Таблица 3
Обобщенный показатель организационно-структурного потенциала малого бизнеса первой десятки регионов ЦФО в 2005-2006 гг.
Доля занятых в малом бизнесе, % Число занятых на одном малом предприятии доли занятых в малом бизнесе числа занятых на одном малом предприятии ный показатель (обобщенная функция желательности)
Москва-2005 28,5 8,7 0,969 0,407 0,760
Московская обл.-2006 16,7 10,5 0,757 0,765 0,759
Москва-2006 28,7 8,6 0,970 0,383 0,748
Рязанская обл.-2006 14,1 11,7 0,637 0,887 0,699
Московская обл.-2005 14,8 9,8 0,673 0,651 0,667
Калужская обл.-2005 12,4 10,1 0,539 0,704 0,581
Калужская обл.-2006 12,7 9,6 0,557 0,612 0,572
Рязанская обл.-2005 11,2 10,9 0,462 0,815 0,542
Воронежская обл. -2005 11,7 8,2 0,495 0,285 0,424
Владимирская обл.-2006 9,7 9,3 0,361 0,549 0,406
