CC BY
37
СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК № 4 (121) 2013
вертикально-интегрированную структуру, при которых каждое из предприятий — производитель, потребитель и банк — получает гарантированную прибыль превышающую прибыль указанных предприятий в пределах тех же форм взаимосвязи при независимой деятельности.
В связи с проведенным рассуждением поставим задачу определения интервала возможных значений при которых выполняются условия устойчивости вертикально-интегрированной структуры, при том что все прочие параметры, использовавшиеся нами в расчетах, останутся неизменными.
Из приведенной выше табл. 1 следует, что отношения 3°0 (Т) > 3°^ (Т); Л? (Т) > Л° 1 (Т); Л° (Т) > Л° а (Т) имеют место при значениях: 0,83 0,84; 0,85; 0,86; 0,87 параметра ^. С учетом имеющей место монотонности значений Ло(т) Л°(т) Л°(т) — в связи с изменением параметра ^ представляется справедливым утверждение о выполнении отношений, характеризующих устойчивость вертикально-интегрированной структуры при любых значениях [0,83; 0,87].
Данное обстоятельство означает возможность варьирования параметра ^, характеризующего внутреннюю цену продукта в вертикально-интегрированной структуре, и выбора из них такого (или таких), при которых обеспечивается наиболее приемлемые для каждого члена вертикально-интегрированной структуры величины интегральной гарантированной прибыли. Подобного рода вариации возможны и при произвольном изменении значений прочих параметров, характеризующих условия деятельности предприятий вертикально-интегрированной структуры: [10, ^, [12, а0, ю, Г, что, впрочем, составляет предмет самостоятельного исследования.
Библиографический список
1. Вороновицкий, Н. М. Перекрестное владение собственностью как механизм вертикальной интеграции на рынках то-
варов и капитала / Н. М. Вороновицкий // Экономика и математические методы. — 1997. — Т. 33, вып. 3. — С. 77 — 89.
2. Дементьев, В. Е. Инвестиционные и инновационные достоинства финансово-промышленных групп / В. Е. Дементьев // Экономика и математические методы. — 1996. — Т. 32, вып. 3. - С. 25-37 с.
3. Дементьев, В. Е. Финансово-промышленные группы в российской экономике / В. Е. Дементьев // Российский экономический журнал. — 1998. — № 4. — С. 59-82.
4. Косачев, Ю. В. Экономико-математические модели эффективности финансово-промышленных структур / Ю. В. Косачев. — М. : Логос, 2004. — 248 с.
5. Косачев, Ю. В. Исследование деятельности динамической модели финансово-промышленной корпоративной структуры / Ю. В. Косачев // Экономика и математические методы. — 2000. — Т. 36, № 1. — С. 126— 142.
6. Мухин, А. В. Российские вертикально-интегрированные структуры: проблемы управления / А. В. Мухин // Вопросы экономики. — 1998. — № 1. — С. 39 — 47.
7. Забудский, Г. Г. Математическое моделирование в экономике : учеб. пособие / Г. Г. Забудский. — Омск : Изд-во ОмГУ, 1997. — 91 с.
НЕВОРОТОВ Борис Константинович, кандидат педагогических наук, доцент кафедры математики и информатики.
ВАСИЛЬЕВА Татьяна Владимировна, старший преподаватель кафедры менеджмента и маркетинга. Адрес для переписки: tatyanav_69@mail.ru
Статья поступила в редакцию13.03.2013 г.
© Б. К. Неворотов, Т. В. Васильева
удК 338.465 2 Е. С. СТАУРСКИЙ
Омская академия МВД России
ЗАНЯТОСТЬ НА РЫНКЕ ТРУДА ОМСКОЙ ОБЛАСТИ
В статье автором сделан анализ состояния занятости на рынке труда Омской области. Рассчитаны статистические показатели, которые характеризуют состояние занятости на рынка труда.
Ключевые слова: занятость, нормальный закон, число районов, вариационный ряд, коэффициент асимметрии Пирсона.
В предыдущей статье «Исследование занятости на рынке труда Омской области» [1] автор провел исследование состояния занятости на рынке труда Омской области. В данной работе автором продолжен анализ занятости в экономике 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)
С = ?-х2. (1)
Средняя численность занятых района для группы, тыс. чел.
№ гр. Интервал численности трудовых ресурсов, человек Число районов (частота), 4 Средняя численность трудовых ресурсов района для группы, человек, X х ,2 х %
1 2917-7277 13 5097 25977710,03 337710230,4
2 7277- 11636 14 9457 89425392,25 1251955492
3 11636-15996 1 13816 190886461,4 190886461,4
4 15996-20356 3 18176 330360917,4 991082752,1
5 20356-24715 0 22536 507848760,3 0
6 24715-29075 1 26895 723349990 723349990
ИТОГО 32 - - 3494984925
Таблица 2
Статистические коэффициенты для расчета центральных моментов третьего и четвертого порядка
№ гр Интервал численности трудовых ресурсов, человек Число районов (частота), х (х, ~х) (X,- -х)' 1,
1 4758- 10873 12 7816 -4087,1875 -887599474991,06 3627785479190020
2 10873-16988 14 13931 272,4791667 283222624,50 77172264704,52
3 16988-23104 2 20046 4632,145833 99390911011,53 460393194313283
4 23104-29219 3 26161 8991,8125 2181036740701,11 19611473427995500
5 29219-35334 0 32276 13351,47917 0 0
6 35334-41449 1 38391 17711,14583 5555715232351,44 98398082688647800
ИТОГО 32 - - 6948826631697,52 122097811962411000
Среднюю величину из квадратов статистического признака х2 рассчитываем по формуле (2)
_
(2)
Среднее квадратическое отклонение <г определяется на основании следующей формулы (3)
ст = л/ЇЗ.
(3)
Коэффициент вариации определяется с помощью математического выражения, которое рассчитываем по формуле (4)
ст
.
X
(4)
а = -у/24872040,25 =4987человек.
Коэффициент вариации на основании выше рассчитанных значений равен
.
9184
Теперь произведем расчет показателей, характеризующих вид вариационного ряда. Для определения асимметричности эксцесса (крутости) Ех вариационного ряда необходимо предварительно определить центральные моменты третьего и четвертого порядка по формулам (5) и (6)
Результаты расчетов отображаем в табл. 1.
Средняя величина из квадратов средней численности трудовых ресурсов района имеет следующее значение:
.
32
Таким образом, с учетом ранее вычисленного значения средней численности трудовых ресурсов одного района (х ), дисперсия составит:
£> =109218279 -(9184)2 =24872040,25.
Среднее квадратическое отклонение рассчитываем как корень квадратный из дисперсии:
М-з=-
1_________________ ,
1=1
Е(*, -*)4^
, ¿=1________________
' *
(5)
(6)
Результаты расчетов отобразим в табл. 2, с учетом ранее вычисленного значения х = 13931человек.
Таким образом, центральный момент третьего порядка равен
Из :
17835446528250 ' 32
=217150832240,55.
Центральный момент четвертого порядка равен
ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК № 4 (121) 2013 СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ
69
СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК № 4 (121) 2013
Вариационный ряд численности занятых в Омской области
& а ¿и Рн Интервал численности трудовых ресурсов, человек №№ районов Число районов, ^
і 2917-7277 1, 3, 5, 8, 10, 16, 18, 19, 23, 24, 25, 28, 30, 13
2 7277-11636 2, 4, 9, 11, 12, 13, 14, 15, 17, 21, 22, 29, 31, 32 14
3 11636- 15996 26 1
4 15996-20356 6, 7, 27 3
5 20356-24715 - 0
6 24715-29075 20 1
ИТОГО 32
И4 =-
444644541736399000
32
=3815556623825350.
Для определения асимметрии найдем нормированный момент третьего порядка г3, который принимается в качестве показателя асимметрии (Аа) по формуле (7)
(7)
.
С учетом выше рассчитанных коэффициентов показатель асимметрии равен
. 557357704007,81 ,
* 70063
Асимметричность распределения можно также определить с помощью коэффициента асимметрии Пирсона на основании формулы (8)
А.=-
.
(9)
С учетом формулы (9) и выше рассчитанных коэффициентов показатель эксцесса имеет следующее значение
_ 13895141929262500 „
:--------3 =
х 11,734
3,17.
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■11 о-V2к
(10)
(8)
Подставляя известные значения в формулу (8), получаем значение коэффициента асимметрии Пирсона:
.
‘ 7006
По полученным значениям показателя асимметрии (положительные и незначительно больше нуля) можно утверждать, что данный вариационный ряд обладает умеренной правосторонней асимметрией (вытянут вправо).
Степень отклонения высоты вершины от нормального распределения определим с помощью показателя эксцесса, который рассчитываем по формуле (9)
где N — число наблюдений (N=32);
Л — величина интервала в группе (Л = 4360); а — среднее квадратическое отклонение (ст = 4987);
t = ——— — нормированное отклонение от сред-ст
ней арифметической (х = 9184 ).
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 х2 =9,59.
1 эмп '
Для сравнения эмпирического значения критерия х2 с табличным значением х2 необходимо
1 /'- 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 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
№=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 ^=3) по таблицам значений критерия х2 Пирсона определим, что значение критерия %2та6д равно 11,34 [2, с. 623].
Поскольку х2 меньше, чем х2 с (9,59<11,34), то
эмп табл
в соответствии с правилом применения критерия
Теоретические частоты нормального закона распределения для вариационного ряда
№ гр. Интервал численности трудовых ресурсов, человек Число районов (фактическое), f 1 Середина интервала, х а Число районов (теоретическое), Р /'
1 2917-7277 13 5097 -0,82 8 3,13
2 7277-11636 14 9457 0,03 11 0,82
3 11636- 15996 1 13816 0,93 7 5,14
4 15996-20356 3 18176 1,80 2 0,5
5 20356-24715 0 22536 3,11 1 0
6 24715-29075 1 26895 3,55 1 0
ИТОГО 32 - - 30 9,59
X2 следует заключить, что отклонения фактического распределения от нормального следует признать случайными. Другими словами наблюдаемый вариационный ряд соответствует нормальному распределению с высокой степенью вероятности.
В результате сделанных расчетов с использованием аппарата математической статистики было проведено исследование состояния занятости на рынке труда Омской области.
Библиографический список
1. Стаурский, Е. С. Исследование занятости на рынке труда Омской области / Е. С. Стаурский // Омский научный вестник. - 2013. - № 3 (119). - с. 68-70.
2. 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: Ses-qq@yandex.ru
Статья поступила в редакцию 15.02.2013 г.
© Е. С. Стаурский
УДК 338.47:656.07 н. Н. ЧЕПЕЛЕВА
Сибирская государственная автомобильно-дорожная академия,
г. Омск
РЕСУРСНАЯ КОНЦЕПЦИЯ ПРЕДПРИЯТИЯ
В статье теоретически обоснованы понятия «ресурсы» и «стратегические ресурсы». Предложен авторский подход к ресурсной концепции предприятия. Разработана классификация ресурсов предприятия в соответствии с ресурсной концепцией. Ключевые слова: ресурсная стратегия, ресурсная концепция предприятия, стратегические ресурсы, способности.
Становление и развитие ресурсной концепции предприятия (ресурсной теории [1]) в теории стратегического менеджмента произошло в результате развития конкуренции и научно-технического прогресса, невозможности находить конкурентные преимущества в окружающей среде и снижения предсказуемости рыночной ситуации, что заставило предприятия обратить внимание на «эффективность использования...ресурсной базы и развитие внутренних способностей.» [2].
Исследование проблематики важности внешних и внутренних источников конкурентных преимуществ предприятий актуализировало ресурсный взгляд на природу предприятия, что выразилось в необходимости включения в научный оборот таких понятий, как «ресурсы», «способности» и «ключевые компетенции» [3].
Согласно ресурсной концепции, предприятие представляет собой комплекс ресурсов, используе-
мых или временно не используемых при производстве товаров, работ, услуг.
Понятие «ресурсы» («производственные блага, созданные природой или людьми») стало обозначать средства, которые обеспечивают достижение стратегической цели, придя на смену «факторам производства», используемым ранее в экономической теории. Оно не является новым для данной теории и было введено «.в научный оборот уже на заре экономической теории» [3].
Ресурсная концепция позволила объяснить успех деятельности предприятия любыми, в том числе и неосязаемыми, нематериальными причинами. Так, Б. Вернерфельтом было предложено относить к понятию ресурсы все, «.что может быть определено как сильная или слабая сторона. фирмы» [4]. Следовательно, совокупность ресурсов предприятия достаточно велика. Простота определения понятия «ресурсы» (все необходимое для деятельности
ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК № 4 (121) 2013 СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ И ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ
