CC BY
11
УДК 331.5 Acnip. Н.М. Ковалевич1 - Львiвський НУ M. 1вана Франка
ТЕОРЕТИКО-1ГРОВА МОДЕЛЬ МШРЕГЮНАЛЬНОГО РОЗПО-Д1ЛУ КОШТ1В НА Ф1НАНСУВАННЯ ПОЛ1ТИКИ РИНКУ ПРАЦ1 ЗА НЕЧГГКО1 ВХ1ДНО1 1НФОРМАЦ11
Запропоновано теоретико-1гровий пiдхiд до мiжрегiонального розподшу коштiв на фiнансування полiтики ринку пращ, який використовуе алгоритм побудови абсолютного штегрального показника для ощнювання потреби у цих коштах. При цьому враховано те, що первинна iнформацiя про стан ринку пращ е нечiткою. Розраховано оптимальш частки сумарних коштiв на проведення поломки зайнятостi в регiонах Украши.
Post-graduate N.M. Kovalevich - Lviv National University after Ivan Franko
Theoretacal-game model of inter-regional distribution of means for financing of a policy of a labour-market at the indistinct entrance information.
It is offered the theoretical-game approach to inter-regional distribution of means to financing of a policy of a labour-market which uses algorithm of construction of an absolute integrated parameter for an estimation of requirement for these means. Thus that the initial market information of work is indistinct is taken into account. It is designed optimum shares of total means for carrying out of a policy of employment in regions of Ukraine.
Постановка проблеми. Нишшнш час характерний впливом на св1то-ве господарство не тшьки глобаизаци, а й репонального чинника. Для вико-ристання позитивних i протидп негативним наслщкам цих процеЫв багато держав об'еднуються у сшвтовариства, а також розширюють права сво1х реп-ошв. Тому зрю штерес науковщв до ще1 проблематики. Це стосуеться науко-вих дослщжень i украшських вчених, для яких через те, що молода Украшсь-ка Держава успадкувала розштегровану економжу в И просторовому вимiрi, особливо актуальною е репональна проблематика.
Вщ розумного поеднання штереЫв держави в цшому й окремо взятих И територiй, урахування специфiки й вiдмiнностей у рiвнях сощально-еконо-мiчного розвитку И репошв залежить i ефективнiсть територiального управ-лiння. Глобалiзацiйний фактор е яскравим шдтвердженням необхiдностi спе-ртися на генетико-еволюцшну парадигму при формуваннi мехашзму реашза-цп регюнально1 полiтики, що повинна бути спрямована в майбутне, бо тшьки з позицш останнього можна належно ощнити ефективнiсть мехашзму реп-онально! полiтики iз врахуванням загальнодержавних iнтересiв i потреб ви-живання наци [1, с. 18, 23]. Ефектившсть регюнально1 полiтики держави залежить не тшьки вщ вироблення прийнятного ршення. Прийняте ршення мае бути не просто прийнятним, а таким, яке було б не пршим вщ iнших, що потребуе його грамотного теоретичного обгрунтування. Це стосуеться i поль тики регулювання ринку пращ, зокрема i теоретичного обгрунтування оптимального мiжрегiонального розподшу кош^в на li фшансування.
1снуючий на сьогоднi механiзм мiжрегiонального розподiлу фшансо-вого забезпечення пол^ики ринку працi грунтуеться на замовленнях репошв щодо цього забезпечення [2]. На обласних рiвнях визначення потреби у кош-
1 Наук. кер1вник: проф. В.1. Приймак, д-р екон. наук - Льв1вський НУ 1м. 1вана Франка
тах на фшансування полiтики ринку пращ здшснюеться на пiдставi поданих замовлень мюькими i районними центрами зайнятост про обсяг необхiдного фiнансування на рж. Далi областi, АР Крим, мюта Ки!в та Сiмферополь на шдставi ще! шформаци подають сво! замовлення у Фонд загальнообов'язко-вого державного сощального страхування Укра!ни на випадок безробпгя про потребу кош^в для проведення полiтики ринку пращ на вщповщний рiк. Вщ-повщно до цих заявок регiони щомюяця отримують кошти у межах кошторису.
Як бачимо, нинiшня система мiжрегiонального розподiлу коштiв на фiнансування регюнально! полiтики ринку працi не передбачае централiзова-них розрахункiв Фонду загальнообов'язкового державного соцiального страхування Укра!ни на випадок безробiття про потребу цих кош^в у регiонах. Внаслщок цього загальнодержавнi ресурси можуть використовуватися не ра-цiонально. Тому потрiбна методика, яка б давала змогу виконувати мiжрегi-ональний розподiл цих кош^в з урахуванням особливостей регюнальних ри-нкiв працi.
У робот [2] запропоновано таку методику, яка в ролi характеристики стану ринку пращ регюну використовуе показник "кшьюсть безробiтних з урахуванням вимушено! зайнятосл". Це зумовлено тим, що юнець минулого i початок теперiшнього десятилотя характеризувалися вiдносно великою ю-льюстю зареестрованих безробiтних i вiдповiдно великою часткою кош^в Фонду загальнообов'язкового державного сощального страхування Укра!ни на випадок безробпгя (бiльше 60 %), яю витрачалися на забезпечення виплат допомоги у зв'язку з безробптям. Частка ж витрат цього Фонду, яка викорис-товувалась на фiнансування активно! полпики зайнятостi (на професiйну шд-готовку та перепiдготовку незайнятого населення, оргашзащю громадських робiт, надання фшансово! допомоги для переселення сiмей у сшьську мюце-вiсть, надання безвщсотково! позики безробiтним для заняття шдприемниць-кою дiяльнiстю тощо) становила не бшьше 10 % [3, с. 197]. I хоча тепер кшьюсть зареестрованих безробггаих ютотно зменшилася, рiвень охоплення не-зайнятих громадян заходами активно! полiтики на ринку пращ ( вiдповiдно частка витрат цього Фонду) залишився приблизно таким самим. Це зумовлюе необхщшсть переорiентування дiяльностi державно! служби зайнятостi з па-сивно! полiтики на активну.
З оглянутого випливае, що показник "кшьюсть безробггаих з урахуванням вимушено! зайнятосп" не характеризуе всебiчно ринку пращ регюну i тим бiльше не може бути критерiем для визначення необхiдних коштiв для проведення полпики ринку працi.
У цш роботi запропоновано методику мiжрегiонального розподiлу коштiв на фiнансування регюнально! полiтики зайнятостi, яка для ощнки ре-гiональних ринкiв працi використовуе деюлька первинних показникiв, тобто, дае змогу виконати цей розподш на пiдставi всебiчно! оцiнки потреби у цих коштах.
Урахування багатьох первинних показниюв при ощнщ стану регь онального ринку працi потребуе того, щоб значення цих показникiв, яю вико-ристовуються у розрахунках, були точними i достовiрними. Однак через при-
ховане безроб^я, самостiйний пошук роботи багатьма незайнятими, значш обсяги тшьово1 зайнятостi та iншi причини [4, 5] стан ринку пращ достовiрно визначити досить важко. 1снуе також низка причин, яю унеможливлюють то-чне визначення величини попиту на робочу силу в регюш. Звщси очевидно, що потрiбна методика, яка б ураховувала вказанi особливостi i могла якомога точшше оцiнити стан регiонального ринку пращ. Ця методика повинна грун-туватися на теори неч^ко1 лопки i нечiтких множин [6]. Тому запропонована в цш робот методика мiжрегiонального розподiлу коштiв використовуе еле-менти ще1 теори.
Мета дослвдження. Метою дослiдження е розроблення методики мiж-регiонального розподiлу кош^в на фiнансування регюнально1 полiтики за-йнятостi, яка використовуе теорiю ^ор, теорiю неч^ко1 логiки та алгоритми побудови абсолютних iнтегральних показникiв для ощнювання потреби у цих коштах, а також застосування запропоновано! методики для розрахунку значень цих узагальнених показниюв i частки загальнодержавних кош^в на фiнансування ще1 полiтики у регюнах Украши.
Виклад основного матерiалу. Запропонована методика мiжрегi-онального розподшу кош^в складаеться з двох еташв. На першому етапi для кожного регюну розраховуються величини iнтегральних показниюв, яю вка-зують на потребу цих кош^в у вiдповiдному регюш.
У науковш лiтературi описано багато алгорштв побудови штеграль-них показниюв, яю можна використати для ощнювання ринку пращ. Розра-хунок одних iз них дае змогу ощнити стан цього ринку на якийсь момент часу [7, с. 88-92], шших - змши, що вщбуваються на ньому протягом визначе-ного перюду [8], а ще iнших - одночасно оцiнити як перше, так i друге [9]. 1нтегральш показники бувають вiдносними i абсолютними. Крiм цього, при побудовi цих показникiв 1хт складовi (ознаки) можна подшяти чи не подшя-ти на стимулятори (зростання значення ознаки полшшуе стан ринку пращ) та дестимулятори (зростання значення ознаки попршуе стан ринку пращ).
Однак, для виршення нашого завдання використати алгоритми побудови цих показниюв неможливо. Це зумовлено тим, що регюну з пршим станом ринку пращ не завжди на фшансування пол^ики зайнятост треба видь ляти бшьше коштiв порiвняно з регюном, у якого стан цього ринку кращий. Можливий випадок, коли перший з указаних регюшв набагато менший за другий i незважаючи на вказану ситуацiю йому для розглянуто1 мети треба видiлити менше кош^в порiвняно з другим.
Тому для виршення поставленого завдання поступимо таким чином. Осюльки на другому еташ розглянуто1 методики як мiра стану регiонального ринку працi використовуеться вщповщне число у абсолютному вимiрi, то для оцiнки цього стану будемо розраховувати абсолютш iнтегральнi показники на пiдставi абсолютних складових. Причому, чим бшьше значення штегрального показника, тим прший стан репонального ринку пращ. Тобто, для виз-начення величин цього узагальненого показника будемо користуватися таким алгоритмом.
Припустимо, що нам треба розрахувати значення цього показника для 1 регюшв i Т промiжкiв часу. Регюнальний ринок працi при цьому характеризуемся J ознаками. Позначимо через х] значення ] -о! ознаки (] = 1, J)
для I -го регюну (/ = 1,1) за У -ий промiжок часу (У = 1, Т). Оскшьки бiльшiсть первинних ознак, як характеризують стан ринку працi, е дестимуляторами, то першим кроком цього алгоритму е зведення цих ознак до таких, зростання значення яких збшьшуе величину шуканого iнтегрального показника. Для цього виконаемо таку замшу
4
-х1и, якщо ] - таознакаестимулятором; , ] (1),(2) Ху, якщо ] - таознакаедестимулятором;
де х] - змшене значення ] -о! ознаки для I -го регюну за У -ий промiжок часу.
Другим кроком алгоритму, тобто першого етапу розглянуто! методики, е розрахунок власне величини абсолютного штегрального показника за формулою:
т=¿¿А, (=11, у=1Т) (3)
]=1
де: т1] - значення абсолютного iнтегрального показника для I -го регiону за У -ий промiжок часу; Л] - коефщент прiоритетностi ] -о! ознаки (!х можна
J
нормувати таким чином, щоб ¿Л] = 1). З лопчних мiркувань випливае, що
]=1
сумарна вага первинних ознак-дестимуляторiв, як варто використовувати при ощнщ стану ринку пращ для визначення величини коштв на фшансу-вання полiтики зайнятостi мае бути бшьшою вiд ваги первинних ознак-сти-муляторiв. Тому при правильному виборi цих коефiцiентiв значення узагаль-неного показника буде додатним.
Другий етап розглянуто! методики також складаеться з кшькох крокiв. 1хня кшьюсть залежить вiд кiлькостi регiонiв, мiж якими треба розподiлити наявнi кошти. Спочатку територш, для якого видшена певна сума коштiв на фшансування полiтики ринку працi, подiляють на двi частини, мiж якими розподшяють наявнi кошти, виходячи з величин штегрального показника для цих територш. Далi кожну з розглянутих частин знову подшяють навпш, роз-раховуючи частку коштв для кожно! з них i так далi, поки не визначать необ-хiдне фшансове забезпечення полiтики зайнятостi для кожного регюну розглянуто! територи. При цьому на кожному крощ даного етапу для визначення сшввщношення подшу наявних коштiв пропонуеться теоретико-iгровий шд-хiд, який враховуе величини розглянутих штегральних показникiв для реп-ошв, якi отриманi внаслiдок подiлу вихщно! територi! на двi частини.
Розглянемо бшьш детально суть другого етапу розглянуто! методики. Нехай нам потрiбно розподшити сукупнi кошти для фшансування полпики
ринку пращ мiж двома регiонами. Визначимо, яку частку iз наявних сумар-них коштв варто видiлити для першого i для другого регiону. Використаемо для цього теорш опуклих нескшченних антагонiстичних iгор двох гравцiв з нульовою сумою [10]. Тобто подамо ситуащю як гру двох гравщв, учасника-ми яко1, з одного боку, виступають репональш ринки пращ, а з шшого - вщ-повiдний територiальний центр зайнятостi (становить план розподшу коштiв).
Припустимо, що величина розрахованого згiдно з алгоритмом першого етапу нашо1 методики абсолютного штегрального показника за останнш перiод для i -го репону (i = 1,2) дорiвнюе mi = mT. Позначимо через x час-
Г m1 m2 тку величини m1 у сумi m1 + m2, тобто, x =--—. Iодi 1 - x =--—. Не-
m1 + m2 mY + m2
хай y та (1 - y) - частки фiнансового забезпечення полiтики ринку пращ вщ-повiдно для першого та другого репошв. Вважатимемо розподш загальних коштiв на фiнансування пол^ики ринку працi мiж цими репонами оптималь-ним, якщо максимальне вщношення iз двох x/y або (1 - x)/(1 - y) буде мшь мальним. Звiдси можна зробити висновок, що ми отримали опуклу нескшче-ну антагонiстичну гру двох гравщв з нульовою сумою, у якш перший гравець мае стратеги x, а другий - стратеги y.
Виходячи з логiчних мiркувань, виграш першого гравця в цьому ви-падку становить
M(x, y) = max J ; 1 (4)
I y 1 — y J
Допустимо, що вщомо межi величини x - a та b, тобто a < x < b < 1. Межами змши величини y е числа 0 та 1. При y = 0 та y = 1 функщя M(x, y) невизначена. Щ умови вiдповiдають випадкам, коли вш наявнi для фiнансу-вання пол^ики ринку працi кошти видшяються вiдповiдно у перший чи другий репони. З логiчних мiркувань !х не розглядатимемо. Тому функщя вигра-шiв першого гравця M(x, y) визначена для всiх заданих значень y. Крiм цього, оскiльки по ходу мiркувань ми не будемо звертатися до крайшх точок y = 0 та y = 1, то цю гру можна розглядати як гру на одиничному промiжку для y. Неважко також перевiрити, що функцiя виграшiв першого гравця, яка задана формулою (4), неперервна i опукла по y. Використовуючи теорiю опуклих нескiнчених антагошстичних iгор двох гравцiв з нульовою сумою, можна стверджувати, що оптимальною стратепею другого гравця буде зна-чення y , яке отримане з умови
V = min max M(x, y) = min max max
0<y<1a<x<b 0<y<1a<x<b
= mm max
0< y<1
x 1 x max-, max-
a<x<by a<x<b1 — y
У = mm max
0< y<1
(5)
У формулi (5) мтмум досягаеться при у = уо, яке задовольняе умовi
Ь 1 - а
Уо 1 - Уо ' Розв'язок рiвняння (6) мае такий вигляд
(6)
Уо=-г^г- ■ (7)
1 + Ь - а
Знайдена величина у0 е часткою фiнансового забезпечення, яку необ-хiдно видiлити для першого регюну на проведення полпики ринку пращ в ньому. Цша ще! гри (коефiцiент переплати) дорiвнюе 1 + Ь - а. Причому для визначення обох цих величин потрiбно знати параметри а та Ь, яю е межами змши х, що вiдображае стан ринку працi першого регюну порiвняно з другим.
Величини а та Ь будемо знаходити, виходячи з тенденцп змiни зна-чення абсолютного iнтегрального показника т1, який характеризуе стан ринку пращ першого регюну. Якщо на першому еташ запропоновано! методики нами зроблена ощнка цього ринку пращ за Т перiодiв, включаючи теперш-нiй, то перiод для якого виконуеться розподш вказаних коштв буде мати номер Т +1.
Очевидно, що в Т + 1-у перiодi значення х може вщхилитися вщ сво-го значення в Т -у перiодi на якусь величину. Припустимо, що вщхилення А
Т • •
абсолютного iнтегрального показника т1 = т1 за перiод Т +1 не бшьше, тж найбiльша рiзниця мiж значеннями цього показника т[ для будь-яких двох сусщтх перiодiв (У = 1,2,...,Т), за яю ми ощнювали стан ринку пращ. Тобто
А = тах
У=1, 2,...,Т-1
т1+1 - т{
Приймемо
т1 - А т1 + А
а = —-; Ь = —1-, (8)
т1 + т2 т1 + т2
де т2 = т1.
Вище було обгрунтовано неможливiсть знаходження точно! ощнки стану регiонального ринку працi. Враховуючи сказане, також неможливо точно визначити граничш межi змiни показника т{ у перiодi Т +1 порiвняно з перiодом Т. Тому в подальших обчисленнях будемо вважати, що А е нечпке Ь - Я число [11, с. 79-84]
А = (А; Ао;Ао), (9)
де: А - вершина нечпкого числа; Ао - лiве i праве значення ширини промiж-ку нечпкого числа А .
Для визначеност скористаемось правилом трьох сигм i приймемо
А о = са, де сг - середне квадратичне вiдхилення величини А, розраховане на пiдставi показника т{ за Т перiодiв. Тобто iз збiльшенням с збiльшуеться
ймовiрнiсть попадання величини А у промiжок А ± сс, проте саме число А стае нечпким i навпаки.
Ураховуючи те, що А нечгтке число, на пiдставi формул (7), (8), вели-чини а, Ь та уо також будуть нечгткими. Позначимо
Уо =( у; а; в) (Ю)
де: у - вершина нечпкого числа; а, в - вщповщно лiве i праве значення ши-рини промiжку нечiткого числа уо. Тодi цi величини можна визначити за формулами [12] :
т +А (т1 + А)-2сс + Сса (т1 + А)-2сс + Сса
у = ——; а = -----; в=-т--ч—; (11)
С d(С + 2сс) d(С - 2сс)
де С = т1 + т2 + 2А .
Вщповщно частка коштiв, яку необхiдно видшити для другого регь ону, буде дорiвнюватиме
уо =(1 - у;у;8), (12)
де у i 8 обчислюються подiбно як i для першого регiону.
Отже, використовуючи формули (Ю), (12), можна визначити частки коштв, якi потрiбно видшити для першого та другого регюшв на фшансу-вання полiтики ринку пращ.
Прошюструемо запропоновану методику на прикладi розподiлу кош-тiв Фонду загальнообов'язкового державного соцiального страхування Укра-!ни на випадок безробiггя на 2оо7 р. мiж областями Укра!ни, АР Крим та м. Ки!в. Причому як початковi данi використаемо шформащю про стан ринку пращ у цих регюнах за кожний iз 2оо1 по 2ооб рр., тобто, часовим промiж-ком у розрахункових формулах взято один рж, а Т = 6,1 = 26.
Як первинш вiзьмемо таю показники: потреба шдприемств у пращв-никах на замiщення вшьних робочих мiсць; кiлькiсть зареестрованих безро-бiтних; кiлькiсть безробiтних, визначених за методолопею М1жнародно! ор-ганiзацi! пращ; юльюсть працiвникiв, якi знаходились в адмшютративних вiдпустках; кiлькiсть працiвникiв, яю працювали в режимi неповного робочо-го дня (тижня). Тобто J = 5. Причому стимулятором е тшьки перший iз виб-раних показниюв, а всi iншi - дестимуляторами.
Спочатку знайдемо за формулою (3) при Х^ = 1( ] = 1, J) значення аб-
солютних iнтегральних показниюв для кожного регюну i кожного з цих роюв (див. табл. 1).
Даш, на пiдставi даних табл. 1 зпдно з описаним вище алгоритмом другого етапу розглянуто! методики, було розраховано нечпю частки коштв у вiдсотках на фшансування полiтики ринку працi у вЫх регiонах Укра!ни на 2оо7 р. при с = 1 i с = 2 (див. табл. 2).
Як видно з табл. 2, найбшьше коштв, згiдно iз запропонованою методикою, необхiдно видшити Дншропетровсьюй (5,35 %), Донецькiй (5,82 %),
Львiвськiй (5,69 %) i Харкiвськiй (6,15 %) областям. Хоча можливий дiапазон змiни цих величин, виходячи з динамши ситуаци на ринку пращ цих регюшв, при с = 1 вщповщно становить (4,31 %; 6,68 %), (4,78 %; 7,11 %), (5,03; 6,43 %) i (5,08 %; 7,43 %). Мшмальну частку коштiв потрiбно видiлити м. Киеву (1,98 %; 1,42 %; 2,71 %). Серед iнших регюшв Украши Найменше коштiв для фшансування полiтики ринку працi повиннi отримати Юровог-радська (2,99 %), Рiвненська (3,03 %), Тернопiльська (3,00 %) i Чернiвецька (2,49) областi.
Табл. 1. Величини абсолютних штегральних показнишв у регюнах Украгни за 2001-2006рр. для оцшювання потреби у коштах на фшансування полтики
ринку пращ
Регюн, область 2001 р. 2002 р. 2003 р. 2004 р. 2005 р. 2006 р.
АР Крим 154,8 137,1 140,0 128,1 104,0 86,4
Вшницька 212,9 184,2 140,3 130,6 109,0 90,6
Волинська 119,0 107,9 112,9 90,0 73,4 69,0
Дншропетровська 397,5 353,9 285,3 216,8 198,8 137,3
Донецька 461,5 376,2 295,4 244,3 206,0 167,7
Житомирська 194,2 159,4 141,0 122,7 101,9 87,7
Закарпатська 148,1 130,0 86,3 77,8 68,0 61,9
Запор1зька 280,0 243,2 215,6 168,4 166,9 122,3
1вано-Франк1вська 178,8 144,7 122,0 98,8 81,1 75,8
Кшвська 188,8 151,6 125,8 98,7 79,4 70,7
К1ровоградська 139,7 104,6 101,5 94,4 74,6 67,4
Луганська 261,1 214,7 180,9 169,6 145,3 129,5
Льв1вська 370,5 314,7 259,4 229,2 192,8 161,7
Микола1вська 151,2 121,4 138,1 105,1 92,4 83,7
Одеська 199,6 135,2 111,9 120,2 88,0 87,7
Полтавська 191,4 150,7 149,5 107,4 104,4 97,7
Р1вненська 137,7 131,7 116,4 99,0 78,4 69,0
Сумська 208,6 174,4 144,6 116,3 90,0 79,7
Тернопшьська 147,9 114,0 103,7 95,7 77,4 69,1
Харшвська 361,9 192,3 263,4 204,1 164,2 144,6
Херсонська 160,9 148,5 126,0 99,3 81,7 74,4
Хмельницька 184,5 164,6 147,8 121,8 101,9 91,7
Черкаська 170,5 143,7 148,9 137,0 113,1 96,5
Чертвецька 121,9 90,0 72,5 77,4 59,9 53,9
Чернтвська 151,6 138,5 118,0 99,8 81,6 73,5
м. Кшв 161,0 153,1 106,9 82.5 60,5 38,5
Висновки. Розглянуту методику доцшьно використовувати для мiж-регюнального розподшу коштв на фшансування полггики ринку пращ. Впровадження И у практику роботи Державного центру зайнятост сприятиме тдвищенню ефективност функцюнування регiональних ринюв працi, ращ-он^заци використання наявних фшансових ресурсiв та оптимального !х роз-подiлу мiж регiонами. При визначеннi цих ресурсiв запропонована методика враховуе не тшьки ситуацiю на ринку пращ регюну, але й обсяги безробггтя в ньому. Зокрема, хоча рiвень зареестрованого безробiття на початок 2007 р. найбшьшим е у Рiвненськiй та Тернопiльськiй (вщповщно 4,7 % i 5,3 %) об-
ластях, враховуючи !хш невеликi розмiри, для них пропонуеться зпдно з щ-ею методикою вщносно найменшi частки коштв на фiнансування полiтики ринку пращ. Протилежна картина для Дншропетровсько! i Донецько! областей.
Табл. 2. Частки коштiв на фшансування полтики ринку пращ для регюшв
Украти на 2007р., %
Регюн, область Вершина неч1ткого числа, яке ввдображае частку кошт1в, що не-обхвдно видшити для регюну Л1ве значения про-м1жку нечпкого числа Праве значення пром1жку неч1тко-го числа
c = 1 c = 2 c = 1 c = 2
АР Крим 3,93 3,23 2,64 4,77 5,82
В1нницька 4,08 3,37 2,77 4,95 6,02
Волинська 3,07 2,49 2,00 3,75 4,57
Дтпропетровська 5,35 4,31 3,49 6,68 8,45
Донецька 5,82 4,78 3,93 7,11 8,75
Житомирська 3,98 3,58 3,22 4,42 4,91
Закарпатська 3,41 2,67 2,05 4,29 5,35
Запор1зька 4,52 3,58 2,82 5,73 7,36
1вано-Франк1вська 3,28 2,76 2,31 3,88 4,60
Кшвська 3,08 2,53 2,07 3,75 4,59
К1ровоградська 2,99 2,31 1,77 3,86 5,03
Луганська 4,81 4,12 3,51 5,61 6,55
Льв1вська 5,69 5,03 4,45 6,43 7,28
Микола1вська 4,18 2,97 2,06 5,87 8,42
Одеська 4,33 2,95 1,96 6,36 9,65
Полтавська 3,81 2,78 2,01 5,25 7,40
Р1вненська 3,03 2,69 2,38 3,42 3,85
Сумська 3,31 2,81 2,38 3,90 4,61
Тернотльська 3,00 2,43 1,96 3,69 4,56
Харшвська 6,15 5,08 4,18 7,43 9,00
Херсонська 3,11 2,69 2,31 3,61 4,18
Хмельницька 3,65 3,30 2,98 4,04 4,48
Черкаська 3,81 3,04 2,42 4,79 6,10
Чертвецька 2,49 1,84 1,33 3,33 4,46
Чертпвська 3,16 2,81 2,50 3,55 4.01
м. Кшв 1,98 1,42 0,99 2,71 3,72
Удосконалити запропоновану методику розподшу мiж регюнами Ук-раши загальнодержавних коштiв на фшансування полпики зайнятост можна за рахунок бшьш адекватного оцiнювання стану И регiональних ринкiв працi. Тому в подальших наукових дослiдженнях потрiбно зосередити увагу на цих проблемах.
Лггература
1. Злупко С.М. Науков1 детермшанти мехашзму формування та реашзацл ефективно'1 регионально! пол1тики// Соц.-екон. дослщження в перехщний перюд. Мехашзм реал1заци регионально! пол1тики: Зб. наук. праць/ Вщпов. ред. акад. НАН Украни М.1. Долшшй, ч. 1. Льв1в: 1н-т РД НАН Украши. - 2003, вип. 2 (XL). - С. 18-24.
2. Приймак В.1., Голубник О.Р. Теоретико-1грова модель розпод1лу кошт1в на фшан-сування зайнятосп// Фшанси Украши. - 2004, № 11. - С. 76-83.
3. Приймак В.1. Трудовий потенщал i мехашзми його реад1зац1'1 в регюш: Монограф1я. - Львiв: Вид. центр iм. 1вана Франка, 2002. - 383 с.
4. Л1банова Е. Тиск на ринок пращ в Укрш'ш: вимiрювання та анал1з// Украша: аспекти працi. - 2002, № 5. - С. 3-12.
5. Приймак В.1. Репональш ринки пращ Украши: трансформацiя та мехашзми регулю-вання: Монографiя. - Львiв: Вид. центр ЛНУ ïm. 1вана Франка, 2003, - 264 с.
6. Заде Л. Лингвистическая переменная. - М.: Физматгиз, 1972.
7. Плюта В. Сравнительный многомерный анализ в эконометрическом моделировании/ Пер. с пол. - М.: Финансы и статистика, 1989. - 175 с.
8. Дол1шнш М., Побурко В., Карпов В. Про рiвномiрнiсть економiчного розвитку реп-онiв Украши// Региональна економiка. - 2002, № 2. - С. 7-17.
9. Приймак В.1. Комплексна ощнка динамши регiональних ринкiв працi// Украша: аспекти пращ. - 2002, № 6. - С. 3-7.
10. Крушевский А.В. Теория игр. - К.: Вища шк. - 1977. - С. 95-114.
11. Сявавко М., Рибицька О. Математичне моделювання за умов невизначеносп. -Львiв: Украшсью технологи, 2000. - 320 с.
12. Приймак В.1., Голубник О.Р. Теоретико^грове моделювання мiжрегiонального розподiлу фiнансового забезпечення полiтики зайнятосп з використанням теори нечiтких множин// Регiон. Аспекти розвитку i розмщення продуктивних сил Украши: Зб. наук. праць -Тернопшь: Екон. думка. - 2004, вип. 9. - С. 77-81.
Свiтлина В.В. Пукмана. Л^овими дорогами
