[ელფოსტა დაცულია]ირინა ალექსანდროვნა ელხინა,

UDC 338(470) ვოლგოგრადის სახელმწიფო უნივერსიტეტის ეკონომიკური ინფორმატიკისა და მენეჯმენტის დეპარტამენტის ასპირანტი

სტრუქტურული ცვლა და სტრუქტურული განსხვავებები ეკონომიკურ სისტემებში რუსეთში

სტატიაში წარმოდგენილია რუსეთის რეგიონებში სტრუქტურული ცვლილებების გამოთვლების შედეგები 2004 წლიდან 2011 წლამდე პერიოდში. ეკონომიკური საქმიანობის სახეობების მიხედვით დამატებული მთლიანი ღირებულების მიხედვით. გამოთვლები ეფუძნება რიაბცევის ინდექსს, რომლის არჩევანი აიხსნება სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელობის საზომის შეფასების სკალის არსებობით და სტატისტიკური მონაცემების ნებისმიერი ნაკრების ადექვატური შეფასებების მიღების შესაძლებლობით. მიღებული ინდექსის მნიშვნელობებზე დაყრდნობით ავტორმა გამოყო რეგიონული ეკონომიკური სისტემების ექვსი ჯგუფი, რომლებიც გამოირჩევიან იდენტური სტრუქტურით, სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან დაბალი, დაბალი, მნიშვნელოვანი, მნიშვნელოვანი და ძალიან მნიშვნელოვანი დონეებით. იმ ინდუსტრიების დასადგენად, რომლებშიც მოხდა სტრუქტურული ცვლილებები ცვლილებების გამო, გამოითვალა რუსეთის ფედერალური ოლქების სტრუქტურული ცვლილებების მასა, სიჩქარე და ინდექსები. სოფლის მეურნეობისა და წარმოების დარგები სტრუქტურული ცვლილებების მითითებული მახასიათებლების მიხედვით ხასიათდება უარყოფითი დინამიკით. რუსეთის ეკონომიკურ სისტემაში სტრუქტურული განსხვავებების გამოთვლილი მაჩვენებლები უფრო გრძელი პერიოდის განმავლობაში (1990 - 2011 წწ.), რომელიც მოიცავს ეკონომიკური ციკლების მეხუთე გრძელი ტალღის აღმავალ და დაღმავალ ფაზებს, ადასტურებს სტრუქტურული ძვრების არსებობას ეკონომიკურ სისტემებში. რუსეთის ეკონომიკა.

საკვანძო სიტყვები: სტრუქტურული ცვლა, სტრუქტურული განსხვავებები, რუსეთის რეგიონების ეკონომიკა, ინდუსტრიის სტრუქტურა, მთლიანი დამატებული ღირებულება.

სტრუქტურული ძვრები და ეკონომიკური სისტემების სტრუქტურული განსხვავებები რუსეთში

ნაშრომში წარმოდგენილია 2004 წლიდან 2011 წლამდე რუსეთის რეგიონებში სტრუქტურული ცვლილებების სტატისტიკური კვლევის შედეგები ეკონომიკური საქმიანობის სახეობის მიხედვით მთლიანი დამატებული ღირებულების მიხედვით. გამოთვლები მიღებული იყო რიაბცევის ინდექსის გამოყენებით, რომელიც არჩეული იყო სტრუქტურული განსხვავებების დონის გასაზომად სარეიტინგო სკალისთვის და სტატისტიკური მონაცემების ნებისმიერი ნაკრების ადეკვატური შეფასების მიღების შესაძლებლობისთვის. შესაბამისი ინდექსების მნიშვნელობების მიღების შემდეგ ავტორი გამოყოფს რეგიონული ეკონომიკური სისტემების ექვს ჯგუფს: სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან დაბალი, დაბალი, არსებითი, მნიშვნელოვანი და ძალიან მნიშვნელოვანი დონით. იმ სექტორების დასადგენად, რომლებმაც გამოიწვია სტრუქტურული ძვრები, ავტორი ითვლის რუსეთის ფედერალურ ოლქებში სტრუქტურული ცვლილებების მასას, სიჩქარეს და ინდექსებს. ავტორი ცხადყოფს, რომ აგრარული სექტორისა და დამამუშავებელი მრეწველობის სტრუქტურული ცვლილებების ამ მახასიათებლებში უარყოფითი დინამიკაა. რუსეთში ეკონომიკური სისტემის სტრუქტურული განსხვავებების გამოთვლილი ინდიკატორები უფრო გრძელი პერიოდის განმავლობაში (1990 - 2011 წწ.) მოიცავს ეკონომიკური ციკლების მეხუთე გრძელი ტალღის აღმავალ და დაღმავალ ფაზებს და ადასტურებს სტრუქტურული ცვლილებების არსებობას რუსეთის ეკონომიკაში. ფედერაცია.

საკვანძო სიტყვები: სტრუქტურული ცვლა, სტრუქტურული განსხვავებები, რეგიონული ეკონომიკა რუსეთში, დარგობრივი სტრუქტურა, მთლიანი დამატებული ღირებულება.

კონვერგენტული ტექნოლოგიების განვითარება და ახალი ტექნოლოგიური სტრუქტურის ჩამოყალიბება მნიშვნელოვან გავლენას ახდენს ეკონომიკური სისტემების ფუნქციონირებაზე და რეგიონების სოციალურ-ეკონომიკურ განვითარებაზე. ახალი ტექნოლოგიები, რომლებიც დაკავშირებულია რეგიონულად წარმოებული პროდუქტის შექმნაში, განსაზღვრავს ეკონომიკის სტრუქტურას და გარკვეული დარგების უპირატესობას. რეგიონულ ეკონომიკურ სისტემებში ტრანსფორმაციის პროცესების არსებობის დასადგენად აუცილებელია სტრუქტურული ძვრებისა და სტრუქტურული განსხვავებების შეფასება. ამ მიზნით, არსებობს მთელი რიგი ინდექსი: ჰერფინდალ-ჰირშმანის ინდექსი, ენტროპიის ინდექსი, ფარდობითი კონცენტრაციის ინდექსი, ბაზრის წილების დისპერსიის მაჩვენებელი, სტრუქტურული განსხვავებების ინტეგრალური კოეფიციენტი კ.გატევის მიერ, სტრუქტურული ცვლილებების ინდექსი. A. Szalai, V.M. რიაბცევა.

თითოეულ ინდიკატორს აქვს დადებითი და უარყოფითი მხარეები. ჰერფინდალ-ჰირშმანის ინდექსი ტრადიციულად

გამოიყენება წარმოების კონცენტრაციის გასაზომად, მაგრამ არ არის შედარებადი ელემენტების სხვადასხვა რაოდენობის მქონე სტრუქტურებისთვის. ენტროპიის ინდექსი არის კონცენტრაციის ინვერსიის ინვერსია და ნაკლებად ხშირად გამოიყენება. ბაზრის წილების დისპერსია ზემოაღწერილი ინდექსების უფრო უხეში ანალოგია და გამოიყენება როგორც დამხმარე ინსტრუმენტი. ფარდობითი კონცენტრაციის ინდექსს არ აქვს მკაფიოდ განსაზღვრული ლიმიტები მისი ინტერპრეტაციისთვის. გატევის კოეფიციენტი, სალაის ინდექსი და რიაბცევის ინდექსი ყველაზე ზუსტი და მოსახერხებელი ინსტრუმენტებია კვლევაში დასახული მიზნების მისაღწევად.

სოციალურ-ეკონომიკური სტატისტიკის ინდექსების გამოყენების მთავარი პრობლემა არის ინტუიციური გაგების ნაკლებობა და, შედეგად, მათ შორის არჩევის სირთულე. რიაბცევისა და გატევის ინდექსები განსხვავდება მხოლოდ მნიშვნელში, მაგრამ მკაფიო ინტერპრეტაციის არარსებობა არ გვაძლევს საშუალებას აირჩიოთ საუკეთესო.

გატევის ინდექსი:

ცხრილი 1

სალაის ინდექსი:

რიაბცევის ინდექსი:

სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელოვნების შეფასების შკალა რიაბცევის ინდექსის გამოყენებით

მნიშვნელობების დიაპაზონი 1„ სტრუქტურული განსხვავებების საზომის მახასიათებლები

0.000 - 0.030 სტრუქტურების იდენტურობა

0,031 - 0,070 სტრუქტურის სხვაობის ძალიან დაბალი დონე

0,071 - 0,150 სტრუქტურის სხვაობის დაბალი დონე

0,151 - 0,300 სტრუქტურებში სხვაობის მნიშვნელოვანი დონე

0,301 - 0,500 სტრუქტურებში სხვაობის მნიშვნელოვანი დონე

0,501 - 0,700 სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან მნიშვნელოვანი დონე

0,701 - 0,900 საპირისპირო ტიპის სტრუქტურები

0.901 და ზემოთ სრული საპირისპირო სტრუქტურები

სადაც bu არის მახასიათებლების სპეციფიკური წონა აგრეგატებში; ¡ არის გრადაციების რაოდენობა სტრუქტურებში.

რუსეთის ფედერაციის ფედერალური ოლქების სექტორულ სტრუქტურაში სტრუქტურული ცვლილებების გამოთვლის მეთოდოლოგიის ტესტირება 2004 - 2011 წლებში. რიაბცევის, გატევისა და სალაის ინდექსებზე დაყრდნობით საშუალებას გვაძლევს დავასკვნათ, რომ რეგიონებში სტრუქტურული ცვლილებებია (ნახ. 1).

გამოთვლების სანდოობას ადასტურებს ვ.მ.-ის მიერ შემუშავებული უთანასწორობის შესრულება. რიაბცევი:

რიაბცევის ინდექსი< индекс Гатева < индекс Салаи.

როგორც ნაჩვენებია ნახ. 1, ავტორის გამოთვლები სწორია.

მთლიანი დამატებული ღირებულების (GVA) სტრუქტურული ცვლილებების მნიშვნელოვნების შემდგომი შესაფასებლად რუსეთის რეგიონებში ეკონომიკური აქტივობის ტიპის მიხედვით, რიაბცევის ინდექსი გამოიყენება მრავალი მიზეზის გამო: 1) სალაის და გატევის ინდექსები ვერ გამოითვლება, თუ დარგის წილი ნულის ტოლია; 2) რიაბცევის ინდექსს აქვს სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელოვნების შეფასების სკალა (ცხრილი 1).

რუსეთის ფედერაციის ფედერალური ოლქების GVA-ს სტრუქტურის შეფასების შესწავლის ჩატარება ეკონომიკური საქმიანობის სახეობების მიხედვით 2004 წლიდან 2011 წლამდე. საშუალებას მოგვცემს განვსაზღვროთ სტრუქტურული განსხვავებების მხოლოდ სამი დონე (ცხრილი 2).

ცხრილი 2

სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელობის შეფასება

ფედერალური ოლქების მთლიან დამატებულ ღირებულებაში 2004 - 2011 წლებში.

ვოლგის ფედერალური ოლქი 0.048 სტრუქტურებში განსხვავებების ძალიან დაბალი დონე

რუსეთის ფედერაცია 0.060

ცენტრალური ფედერალური ოლქი 0.062

სამხრეთ ფედერალური ოლქი 0.075 სტრუქტურებში განსხვავებების დაბალი დონე

ურალის ფედერალური ოლქი 0.077

ჩრდილო-დასავლეთის ფედერალური ოლქი 0.085

ჩრდილოეთ კავკასიის ფედერალური ოლქი 0.149

ციმბირის ფედერალური ოლქი 0.168 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

შორეული აღმოსავლეთის ფედერალური ოლქი 0.219

ბრინჯი. 1. რუსეთის ეკონომიკაში სტრუქტურული ცვლილებების დინამიკის გრაფიკი სალაის, გატევისა და რიაბცევის ინდექსების მიხედვით 2004 - 2011 წწ. (შედგენილია ავტორის მიერ წყაროებზე დაყრდნობით)

ეკონომიკის საშუალო რუსული სტრუქტურა, ცენტრალური და ვოლგის ფედერალური ოლქების სტრუქტურა ხასიათდება სტრუქტურებში განსხვავების ძალიან დაბალი დონით. ეკონომიკური სისტემების სტრუქტურებში განსხვავების დაბალი დონე განასხვავებს ჩრდილო-დასავლეთის, სამხრეთის, ჩრდილოეთ კავკასიისა და ურალის ფედერალურ ოლქებს. შვიდი წლის განმავლობაში განსხვავების მნიშვნელოვანი დონე დამახასიათებელია ციმბირის და შორეული აღმოსავლეთის ფედერალური ოლქებისთვის.

ფედერალური ოლქების ეკონომიკური სისტემების სტრუქტურებში განსხვავების ხარისხის შესაფასებლად, რიაბცევის ინდექსი გამოითვალა სამხრეთ ფედერალური ოლქის ეკონომიკის სტრუქტურასთან (ცხრილი 3).

ცხრილი 3

2011 წელს რუსეთის ფედერალურ ოლქებში სამხრეთ ფედერალური ოლქის მთლიან დამატებულ ღირებულებაში სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელობის შეფასება.

რეგიონი რიაბცევის ინდექსის ინტერპრეტაცია

სამხრეთ ფედერალური ოლქი - რუსეთის ფედერაცია 0.218 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

სამხრეთ ფედერალური ოლქი - ცენტრალური ფედერალური ოლქი 0.298 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

სამხრეთ ფედერალური ოლქი - ჩრდილო-დასავლეთის ფედერალური ოლქი 0.224 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

სამხრეთ ფედერალური ოლქი - ჩრდილოეთ კავკასიის ფედერალური ოლქი 0.165 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

SFD-VFD 0.246 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

სამხრეთ ფედერალური ოლქი - ურალის ფედერალური ოლქი 0.524 სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან მნიშვნელოვანი დონე

სამხრეთ ფედერალური ოლქი-ციმბირის ფედერალური ოლქი 0.264 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

სამხრეთ ფედერალური ოლქი - შორეული აღმოსავლეთის ფედერალური ოლქი 0.462 სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე

ფედერალური ოლქების რიაბცევის ინდექსიდან მიღებული მონაცემების საფუძველზე, შეგვიძლია დავასკვნათ, რომ რუსეთის ფედერაციის სამხრეთ ფედერალური ოლქის სექტორულ სტრუქტურას აქვს სტრუქტურაში მნიშვნელოვანი განსხვავება დარგობრივი სტრუქტურისგან, საშუალოდ რუსეთისთვის. სამხრეთ და ურალის ფედერალური ოლქების სტრუქტურების შედარებისას, რიაბცევის ინდექსს აქვს 0,524 მნიშვნელობა, რაც მიუთითებს სექტორული განსხვავებების ძალიან მნიშვნელოვან დონეზე შედარებით სტრუქტურებში. სამხრეთ ფედერალურ ოლქს აქვს სექტორული განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე რიაბცევის ინდექსით 0,462 შორეული აღმოსავლეთის ფედერალურ ოლქთან. ცენტრალურ, ჩრდილო-დასავლეთის, ჩრდილოეთ კავკასიის, ვოლგისა და ციმბირის ფედერალურ ოლქებთან შედარებით, გამოთვლილი რიაბცევის ინდექსი მიუთითებს სტრუქტურებში განსხვავების მნიშვნელოვან დონეზე. ეკონომიკის დარგობრივი სტრუქტურით ყველაზე ახლოს სამხრეთ ფედერალურ ოლქთან არის ჩრდილოეთ კავკასიის ფედერალური ოლქი, რაც აიხსნება ტერიტორიულ-გეოგრაფიული თავისებურებებით და რუსეთის ფედერალურ ოლქებად ადმინისტრაციული დაყოფის ისტორიით.

რუსეთის რეგიონებისთვის სტრუქტურული განსხვავებების ინდექსების გამოთვლილი მნიშვნელობების ანალიზი 2011 წლისთვის 2004 წელთან მიმართებაში საშუალებას გვაძლევს განვასხვავოთ რეგიონების 6 ჯგუფი.

იდენტური სტრუქტურის მქონე, სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან დაბალი, დაბალი, მნიშვნელოვანი, მნიშვნელოვანი და ძალიან მნიშვნელოვანი დონე.

რუსეთის ფედერაციის 92 სუბიექტს შორის (მათ შორის ფედერალური ოლქები და ფედერალური მნიშვნელობის ქალაქები), ეკონომიკის იდენტური სტრუქტურა 2011 წელს 2004 წელთან შედარებით აღინიშნება ხანტი-მანსისკის ავტონომიურ ოკრუგში.

სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან დაბალი დონის მქონე სუბიექტების ჯგუფში შედის ეკონომიკის სტრუქტურა საშუალოდ რუსეთის ფედერაციაში, ასევე 5 რეგიონში (ნენეცის ავტონომიური ოკრუგი, ნიჟნი ნოვგოროდის ოლქი, ტიუმენის რეგიონი, ნოვგოროდი და ვოლოგდას რეგიონები) და 2 ფედერალური რაიონები (ვოლგა და ცენტრალური).

ყველაზე დიდი ჯგუფი შედგება სტრუქტურული განსხვავებების დაბალი დონის მქონე რეგიონებისგან - 49 სუბიექტი, მათ შორის სამხრეთ, ურალის, ჩრდილო-დასავლეთი და ჩრდილოეთ კავკასიის ფედერალური ოლქების ეკონომიკის ზოგადი სტრუქტურა. ფედერალური მნიშვნელობის ქალაქების - მოსკოვისა და პეტერბურგის სტრუქტურა სტრუქტურული განსხვავებების დაბალი დონით ხასიათდება.

სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე განასხვავებს რუსეთის ფედერაციის 30 შემადგენელ ერთეულს, მათ შორის ციმბირის და შორეული აღმოსავლეთის ფედერალური ოლქები თავიანთი რეგიონებით, გარდა ალთაის ტერიტორიისა, ტომსკის რეგიონის, ნოვოსიბირსკის რეგიონისა და იაკუტიის რესპუბლიკისა. გარდა ამისა, ამ ჯგუფში შედის ვოლგის ფედერალური ოლქის რეგიონები: კიროვის (რიაბცევის ინდექსით 0,153) და პენზას (0,159) რეგიონები; ცენტრალური ფედერალური ოლქის რეგიონები: კალუგა (0,158), კოსტრომა (0,169) და ლიპეცკის (0,244) რეგიონები; სამხრეთ ფედერალური ოლქის რეგიონები: კრასნოდარის ტერიტორია (0,159) და ასტრახანის ოლქი (0,187); ჩრდილო-დასავლეთის ფედერალური ოლქის სამი რეგიონი: არხანგელსკის ოლქი (0,165), კომის რესპუბლიკა (0,167) და კარელიის რესპუბლიკა (0,189); ჩრდილოეთ კავკასიის ფედერალური ოლქის ოთხი სუბიექტი: სტავროპოლის ტერიტორია (0,158), დაღესტნის რესპუბლიკა (0,185), ჩეჩნეთის რესპუბლიკა (0,189), ყაბარდო-ბალყარეთის რესპუბლიკა (0,216).

შვიდი წლის განმავლობაში სტრუქტურებში სხვაობის მნიშვნელოვანი დონე დაფიქსირდა ორ რეგიონში: ინგუშეთის რესპუბლიკაში - 0,329 და ებრაულ ავტონომიურ რეგიონში - 0,398.

ზოგადად, რუსეთის ფედერაციის რეგიონებში 2011 წელს, ყველაზე მნიშვნელოვანი სტრუქტურული ცვლილებები აღინიშნა შორეული აღმოსავლეთის ფედერალური ოლქის რეგიონებში: სახალინის რეგიონი - 0,539 და ჩუკოტკას ავტონომიური ოლქი - 0,580. ისინი არიან რეგიონების ჯგუფის ნაწილი, სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან მნიშვნელოვანი დონით 2004 წლიდან 2011 წლამდე პერიოდში.

დარგების იდენტიფიცირების მიზნით, ცვლილებების გამო, რომლებშიც შეიმჩნევა მთლიანი დამატებული ღირებულების სექტორულ სტრუქტურაში ცვლილებები, გამოითვალა სტრუქტურული ცვლილებების მასა, სიჩქარე და მაჩვენებლები 2004 წლიდან 2011 წლამდე. რუსეთის ფედერაციის ფედერალური ოლქების მიხედვით.

გამოთვლილი მონაცემები გამომუშავების სტრუქტურული ცვლილებების მასის შესახებ ფედერალური ოლქების ეკონომიკური სექტორების მიხედვით აჩვენებს, რომ ყველა ფედერალური ოლქისთვის და რუსეთის საშუალო მაჩვენებლისთვის, აგრო სექტორში სტრუქტურული ძვრების მასა უარყოფითია, რაც მიუთითებს ამ ინდუსტრიის წილის შემცირებაზე. მთლიანი რეგიონალური პროდუქტის საერთო სტრუქტურა. მცირდება წარმოების წილიც. სოფლის მეურნეობის სექტორებში სტრუქტურული ცვლილებების სიჩქარისა და ინდექსის შემცირება

ეკონომიკა და წარმოება ადასტურებს ამ დარგების წილის შემცირებას რეგიონული ეკონომიკური სისტემების სტრუქტურაში და მათ სტაგნაციას.

დადებითი დინამიკით ხასიათდება სამშენებლო, სასტუმრო და რესტორნების ბიზნესის, უძრავი ქონებით ტრანზაქციების, სახელმწიფო მმართველობისა და სამხედრო უსაფრთხოების და ჯანდაცვის სექტორები. რიგ ფედერალურ რაიონებში შეინიშნება სამთო სექტორის წილის ზრდა, გარდა ცენტრალური და ურალის ფედერალური ოლქებისა და რუსეთის სამხრეთისა.

ზოგადად, სტრუქტურული ცვლილებების მახასიათებლების გაანგარიშება მრეწველობის მიხედვით 2004 - 2011 წწ. არ ავლენს მნიშვნელოვან სტრუქტურულ განსხვავებებს. თუმცა, რუსეთის ეკონომიკური სისტემის სტრუქტურების შეფასება 1990 -2011 წწ. ავლენს სტრუქტურული ცვლილებების მნიშვნელოვან დონეს (სურ. 2).

რუსეთში გამოვლინდა რეგიონალური ეკონომიკური სისტემების ექვსი ჯგუფი, რომლებიც გამოირჩევიან იდენტური სტრუქტურით, სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან დაბალი, დაბალი, მნიშვნელოვანი, მნიშვნელოვანი და ძალიან მნიშვნელოვანი დონეებით;

სტრუქტურული ცვლილებების მასის, სიჩქარისა და ინდექსის გაანგარიშების საფუძველზე განისაზღვრა უარყოფითი დინამიკა სოფლის მეურნეობის და საწარმოო სექტორებში;

1990 - 2011 წლებში. რუსეთის ეკონომიკის სტრუქტურას ახასიათებს მნიშვნელოვანი სტრუქტურული განსხვავებები, რომლებიც განპირობებულია ეკონომიკური სისტემების მიკუთვნებით ეკონომიკური ციკლის სხვადასხვა ფაზებთან, რაც ადასტურებს განვითარების ახალი ძირითადი ფაქტორების გავლენას ეკონომიკური საქმიანობის არსებულ სისტემაზე.

1. არალბაევა გ.გ., აფანასიევი ვ.ნ. ორენბურგის რეგიონის ეკონომიკის დარგობრივ სტრუქტურაში სტრუქტურული ცვლილებების პროგნოზირება

ბრინჯი. 2. რიაბცევის ინდექსის მნიშვნელობების დინამიკის ჰისტოგრამა GVA-სთვის ეკონომიკური აქტივობის ტიპის მიხედვით რუსეთში 1990 - 2011 წლებში. (შედგენილია ავტორის მიერ წყაროებზე დაყრდნობით).

განხილული 20 წლის განმავლობაში ეკონომიკაში მნიშვნელოვანი სტრუქტურული განსხვავებების არსებობა აიხსნება მეხუთე „პოსტ-კონდრატიევის“ გრძელი ტალღის სხვადასხვა ფაზებთან მიკუთვნებული სტრუქტურების შედარებით: აღმავალი და დაღმავალი ფაზა. 2011 წლის ეკონომიკა დაღმავალ ფაზაში შედის, 1990-იანი წლების ეკონომიკა. - ზევით, რაც განსაზღვრავს სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონის არსებობას შედარებულ ეკონომიკურ სისტემებში.

ამრიგად, რუსეთის ეკონომიკაში სტრუქტურული ცვლილებებისა და სტრუქტურული განსხვავებების გამოთვლების განზოგადებით, მივიღეთ შემდეგი შედეგები:

რუსეთის ფედერალური ოლქების ეკონომიკური სისტემების სტრუქტურა 2011 წელს 2004 წელთან შედარებით ოდნავ შეიცვალა: მხოლოდ ორი ფედერალური ოლქი გამოირჩევა სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონით, ეკონომიკის საშუალო რუსული სტრუქტურა ხასიათდება სტრუქტურული ძალიან დაბალი დონით. განსხვავებები;

რეგიონი ეკონომეტრიულ განტოლებათა სისტემაზე დაფუძნებული // OSU ბიულეტენი. 2011. No13 (132). გვ 23 - 29.

2. კარპოვი ა.ვ. პარლამენტის წარმომადგენლობითობის გაზომვა საარჩევნო პროპორციულ სისტემებში // მოდელირება სოციალურ-პოლიტიკურ სფეროში. 2008. No1 (2). გვ 10 - 21.

3. პოლიკარპოვა მ.გ. რუსეთის ეკონომიკაში ინტეგრაციული საქმიანობის დივერსიფიკაციის სტატისტიკური ანალიზი // ახალგაზრდა მეცნიერი. 2013. No10 (57). გვ 377 - 379.

4. რუსეთის რეგიონები. სოციალურ-ეკონომიკური მაჩვენებლები. 2007: სტატისტიკა. სატ. / როსსტატი. მ., 2007 წ.

5. რუსეთის რეგიონები. სოციალურ-ეკონომიკური მაჩვენებლები. 2010: სტატისტიკა. სატ. / როსსტატი. მ., 2010 წ.

6. რუსეთის რეგიონები. სოციალურ-ეკონომიკური მაჩვენებლები. 2013: სტატისტიკა. სატ. / როსსტატი. მ., 2013 წ.

7. სადოვნიჩი V.A., Akaev A.A., Korotaev A.V., Malkov S.Yu. გლობალური დინამიკის მოდელირება და პროგნოზირება. მ.: ISPI RAS, 2012 წ.

8. иР1_: https://unstats.un.org/unsd/snaama/Introduction.asp.

სტატისტიკური პოპულაციის განვითარება გამოიხატება არა მხოლოდ სისტემის ელემენტების რაოდენობრივ ზრდაში ან შემცირებაში, არამედ მისი სტრუქტურის ცვლილებებშიც. სტრუქტურა- ეს არის აგრეგატის სტრუქტურა, რომელიც შედგება ცალკეული ელემენტებისა და მათ შორის კავშირებისგან. მაგალითად, ქვეყნის ექსპორტი (აგრეგატი) შედგება სხვადასხვა სახის საქონლისგან (ელემენტები), რომელთა ღირებულება განსხვავდება ტიპისა და ქვეყნის მიხედვით. გარდა ამისა, მუდმივი ცვლილებაა ექსპორტის სტრუქტურის დინამიკაში. შესაბამისად ჩნდება აგრეგატების სტრუქტურისა და მათი დინამიკის შესწავლის ამოცანა, რისთვისაც შემუშავებულია სპეციალური მეთოდები, რომლებიც ქვემოთ იქნება განხილული.

მე-2 თემაში განხილული იყო სტრუქტურის ინდექსი, გამოთვლილი ფორმულით (6), რომელიც ახასიათებს ცალკეული ელემენტების პროპორციას პოპულაციის მთლიან აბსოლუტურ ატრიბუტში. მე-3 თემა განიხილავს ინდიკატორთა სისტემას და პოპულაციის განაწილების ანალიზის მეთოდოლოგიას ნებისმიერი ინდივიდუალური მახასიათებლის მნიშვნელობების მიხედვით (განაწილების ვარიაციული სერია). აქ მოცემულია მთლიანობაში სტრუქტურის ცვლილებას დამახასიათებელი ინდიკატორები, ე.ი. "სტრუქტურული ცვლა". ჩვენ განვიხილავთ ამ ინდიკატორების პრაქტიკულ გამოყენებას მე-19 და მე-20 ცხრილებში წარმოდგენილი ორი მაგალითის გამოყენებით (პირველი 4 სვეტი თამამად არის ორიგინალური მონაცემები, დანარჩენი კი დამხმარე გამოთვლებია).

ცხრილი 19. რუსეთის მოსახლეობის განაწილება ერთ სულ მოსახლეზე საშუალო ფულადი შემოსავლის მიხედვით (ACI)

ჯგუფები (ჯ)	რუბ./ადამიანი თვეში	მოსახლეობის წილი		|დ 1–დ 0|			(დ 1–დ 0)2	(დ 1+დ 0)2
		2005 წელი (დ 0)	2006 წ (დ 1)
	1500-მდე
	1500-2500
	2500-3500
	3500-4500
	4500-6000
	6000-8000
	8000-12000
	12000-ზე მეტი
	სულ

ცხრილი 20. რუსეთში უმუშევართა რაოდენობის განაწილება განათლების დონის მიხედვით 2006 წ.

ჯგუფის ნომერი (ჯ)	გქონდეს განათლება	მამაკაცები (დ 0)	ქალები (დ 1)	|დ 1–დ 0|			(დ 1–დ 0)2	(დ 1+დ 0)2
	უმაღლესი პროფესიონალი
	არასრული უმაღლესი პროფესიონალი
	საშუალო პროფესიონალი
	საწყისი პროფესიონალი
	საშუალო (სრული) გენერალი
	ძირითადი გენერალი
	საწყისი გენერალი, არ აქვს გამოსახულება
	სულ

სტრუქტურაში ცვლილებების განზოგადებული აბსოლუტური მაჩვენებელი შეიძლება იყოს აქციების აბსოლუტური ცვლილების მოდულების ჯამიგანსაზღვრულია ფორმულით (50):

, (50)

სად დ 1ჯ– j-ე ჯგუფის ელემენტების წილი საანგარიშო პერიოდში; დ 0ჯ– ელემენტთა j-ე ჯგუფის წილი საბაზისო პერიოდში.

მე-5 სვეტის მე-19 ცხრილის მიხედვით, გაანგარიშება გაკეთდა ფორმულის გამოყენებით (50): =0.212, ანუ რუსების წილების მთლიანმა ცვლილებამ შემოსავლების მიხედვით 21.2% შეადგინა. ანალოგიურად, იგივე ფორმულის მიხედვით მე-20 ცხრილის მიხედვით: =0,276, ანუ უმუშევართა სტრუქტურაში განსხვავება ქალებსა და მამაკაცებს შორის განათლების დონის მიხედვით არის 27,6%.

თითო აქციაზე (ჯგუფი, პოპულაციის ელემენტი) საშუალო აბსოლუტური ცვლილების გაანგარიშება დამატებით ინფორმაციას არ იძლევა. მაგრამ თქვენ შეგიძლიათ განსაზღვროთ რამდენად ძლიერია სტრუქტურის ცვლილება, რომელიც მოხდა მოდულების ჯამის მაქსიმალურ შესაძლო მნიშვნელობასთან შედარებით, რომელიც უდრის 2-ს. ამისათვის გამოიყენება ინდიკატორი. აბსოლუტური ცვლის ინტენსივობის ხარისხი(ან Loosemore-Hanby ინდექსი), რომელიც განისაზღვრება ფორმულით (51): მე-თე ობიექტი შესასწავლი ინდიკატორის საერთო ჯამში; კ- ობიექტების რაოდენობა.

მე-6 და მე-7 სვეტების მე-19 ცხრილის მიხედვით, ჰერფინდალის კოეფიციენტი გამოითვალა ფორმულით (52): ჰ 2005=0.142 და ჰ 2006=0,1687, ანუ 2006 წელს 2005 წელთან შედარებით გაიზარდა რუსების შემოსავლების განაწილების კონცენტრაციის დონე. ანალოგიურად, იგივე ფორმულის გამოყენებით ცხრილი 20-ის მიხედვით: ჰქმარი=0.2455 და ჰქალები = 0,2177, ანუ უმუშევართა განაწილების კონცენტრაციის დონე მამაკაცებს შორის განათლების დონის მიხედვით უფრო მაღალია, ვიდრე ქალებში (განათლების დონის გავლენა მამაკაცებში უმუშევართა სტატუსზე უფრო მაღალია, ვიდრე ქალებში).

ჰერფინდალის ინდექსის ორმხრივი არის ჯგუფების ეფექტური რაოდენობასტრუქტურაში, რომელიც აჩვენებს ჯგუფების რაოდენობას უმნიშვნელო წილების მქონე ჯგუფების გათვალისწინების გარეშე, განისაზღვრება ფორმულით (53):

E= 1/ჰ. (53)

ცხრილი 19-ის მიხედვით, ჯგუფების ეფექტური რაოდენობა ფორმულის მიხედვით (53): ე 2005=1/0.142=7.0 და ე 2006=5.9, ანუ რუსების შემოსავლების მიხედვით განაწილების ჯგუფების ეფექტური რაოდენობა 2005 წელს 7-დან 2005 წელს შემცირდა 6-მდე, რაც მიუთითებს მომავალ წელს რუსების შემოსავლების მიხედვით განაწილების ინტერვალების გადახედვის აუცილებლობაზე. ანალოგიურად, იგივე ფორმულის გამოყენებით ცხრილი 20-ის მიხედვით: ექმარი=1/0.2455=4.07 და ექალი = 1/0,2177 = 4,59, მაშინ უმუშევართა განაწილების ჯგუფების ეფექტური რაოდენობა განათლების დონის მიხედვით უფრო მაღალია მამაკაცებში, ხოლო ქალებში – 4 მამაკაცებში და 5 ქალებში.

ფენომენის მთლიანობაში სტრუქტურირების ხარისხის შეფასების კიდევ ერთი ვარიანტია გროფმანის ინდექსი(54), რომელიც არის აქციების აბსოლუტური ცვლილების მოდულების ჯამი ერთ ეფექტურ ჯგუფზე:

. (54)

ცხრილი 19 ფორმულის მიხედვით (54): =0.212*0.142=0.030, ანუ რუსების შემოსავლის განაწილებაში აქციების ცვლილება ეფექტურ ჯგუფში უმნიშვნელოა (3.0%). ანალოგიურად, იგივე ფორმულის მიხედვით მე-20 ცხრილის მიხედვით: =0.2455*0.276=0.068, ანუ უმუშევარ ქალებსა და მამაკაცებს შორის განსხვავება ეფექტურ ჯგუფში განათლების დონის მიხედვით სუსტია (6.8%).

ორ უმსხვილეს აქციებში (დომინანტური აქციები) ცვლილებების შესაფასებლად ლეაფარტის ინდექსი (55):

. 55)

სად დ 1მდა დ 0მ- გააზიარეთ მ- ელემენტების ე ჯგუფი საანგარიშო პერიოდში და საბაზო პერიოდებში; მ- მაქსიმალური წილი მთლიანობაში.

მე-19 ცხრილის მიხედვით (55): =0.5*(0.083+0.023)=0.053, ანუ რუსების შემოსავლის განაწილების ორ დომინანტურ ჯგუფში წილების საშუალო ცვლილება 5.3% იყო. ანალოგიურად, იგივე ფორმულის მიხედვით მე-20 ცხრილის მიხედვით: =0.5*(0.060+0.051)=0.056, ანუ უმუშევარ ქალებსა და მამაკაცებს შორის სტრუქტურის განსხვავება განათლების დონის მიხედვით არის 5.6%.

განხილული ინდიკატორები სხვადასხვა ვარიანტში ემყარება საშუალო არითმეტიკას და გადახრებში წრფივობის გამო ისინი თანაბრად ითვალისწინებენ დიდ და მცირე გადახრებს. კვადრატული ინდექსებისაშუალებას იძლევა შევადაროთ სხვადასხვა სტრუქტურები, რომლებიც განსხვავდებიან ცვლილების ოდენობით.

სტრუქტურული ცვლილებების კვადრატული ინდექსი კაზინცა (56):

. (56)

ცხრილი 19 (56) ფორმულის მიხედვით: ==0.035, ანუ ჯგუფში წილების საშუალო ცვლილება რუსების შემოსავლების მიხედვით განაწილებაში იყო 3.5% (არამნიშვნელოვანი). ანალოგიურად, იგივე ფორმულის მიხედვით მე-20 ცხრილის მიხედვით: ==0.049, ანუ უმუშევართა სტრუქტურაში ჯგუფებში განსხვავება განათლების დონის მიხედვით ქალებსა და მამაკაცებს შორის არის 4.9% (მნიშვნელოვანი).

კაზინეტის ინდექსის მსგავსი უმცირესი კვადრატების ინდექსი(ან გალაჰერის ინდექსი), რომლის გაანგარიშებისას, განსხვავებით ფორმულისგან (51), აქციების მცირე განსხვავება უფრო სუსტ გავლენას ახდენს ინდექსზე, ვიდრე დიდზე, განისაზღვრება ფორმულით (57) = =0,117, ანუ უმუშევართა სტრუქტურაში განსხვავება ქალებსა და მამაკაცებს შორის განათლების დონის მიხედვით მონროს ფორმულის მიხედვით არის 11,7%.

სტრუქტურული ძვრების ინტეგრალური კოეფიციენტი გატევ(59), რომელიც განასხვავებს სტრუქტურებს კვადრატული გადახრების თანაბარი ჯამებით (იღებს უფრო მაღალ მნიშვნელობებს, როდესაც ჯგუფებს აქვთ დაახლოებით თანაბარი წილი):

. (59)

ცხრილი 19 (59) ფორმულის მიხედვით: ==0.179, ანუ რუსების შემოსავლების განაწილებაში წილების ცვლილების ინტენსივობა გატევის მეთოდით იყო 17.9% (არამნიშვნელოვანი). ანალოგიურად, იგივე ფორმულის მიხედვით 20 ცხრილის მიხედვით: ==0,192, ანუ უმუშევართა სტრუქტურაში განსხვავება ქალებსა და მამაკაცებს შორის განათლების დონის მიხედვით გატევის მეთოდით არის 19,2% (არამნიშვნელოვანი).

ინდექსი რიაბცევა,განსხვავდება (59)-სგან მხოლოდ მნიშვნელში, ჩვეულებრივ იღებს უფრო დაბალ მნიშვნელობებს, გამოითვლება ფორმულით (60):

. (60)

მე-19 ცხრილის მიხედვით (60): = =0.127, ანუ წილების ცვლილებების ინტენსივობა რუსების განაწილებაში შემოსავლების მიხედვით რიაბცევის მეთოდით იყო 12.7% (მნიშვნელოვანი). ანალოგიურად, იგივე ფორმულის გამოყენებით 20 ცხრილის მიხედვით: = =0,137, ანუ განსხვავება უმუშევართა სტრუქტურაში ქალებსა და მამაკაცებს შორის განათლების დონის მიხედვით რიაბცევის მეთოდით არის 13,7% (საკმაოდ მნიშვნელოვანი).

სტრუქტურული განსხვავების ინდექსი სალაი(61), რომლის თავისებურება ისაა, რომ რაც უფრო დიდია წილადი j ატკინსონის ინდექსი, განზოგადებული ენტროპიის ინდექსი, რომელიც განხილული იქნება სოციალურ-ეკონომიკური სტატისტიკის კურსში თემაზე „ცხოვრების დონის სტატისტიკა“.

ორი ერთიდაიმავე სახელის სტრუქტურის შედარება სივრცეშიდახმარებით განხორციელდა აბსოლუტური მაჩვენებლებიგანსხვავებები და კოეფიციენტებიაბსოლუტური ძვრები. მათი გამოთვლა შესაძლებელია შედარებულ სტრუქტურებში ელემენტების სხვადასხვა რაოდენობით.

ერთი და იგივე სტრუქტურის სპეციფიკური სიმძიმის ცვლილებები დროთა განმავლობაშიმოზომილი შედარებითი მაჩვენებლებიგანსხვავებები და კოეფიციენტებიშედარებითი სტრუქტურული ცვლილებები. ისინი ითვლიან მხოლოდ იმ შემთხვევაში, თუ სტრუქტურებში ელემენტების რაოდენობა იგივეა.

ინდიკატორები, რომლებიც ახასიათებენ არა ერთი წილის ცვლილებას, არამედ მთლიანად სტრუქტურის ცვლილებას - ეს არის "სტრუქტურული ცვლა".

ტრანსფორმაციად მიგვაჩნია სისტემის მოძრაობა დროში, რომელიც კონტროლირებადი ხასიათისაა. სტრუქტურულ ცვლილებებში გამოვლენილი ტრანსფორმაციის სიძლიერისა და სიღრმის გასაზომად, სტატისტიკაში გამოიყენება სპეციალური მეთოდები და გამოითვლება კონკრეტული ინდიკატორები.

აბსოლუტური სტრუქტურული ცვლილებების გაზომვის თვალსაზრისით, საშუალო წრფივი გადახრის კლასიკური ფორმულა გარდაიქმნება შემდეგში:

სად არის აქციების (წილების) აბსოლუტური ზრდის მოდული მიმდინარე პერიოდში საბაზო პერიოდთან შედარებით; ნ- გრადაციების რაოდენობა.

ეს მაჩვენებელი L.S. კაზინეცი უწოდა აბსოლუტური სტრუქტურული ცვლილებების წრფივი კოეფიციენტი. სტატისტიკურად, მისი მნიშვნელობა არის ის, რომ იგი წარმოადგენს შედარებული მთლიანების ყველა ნაწილის წილების (სპეციფიკური სიმძიმის) აბსოლუტური ზრდის მოდულების საშუალო არითმეტიკულ მნიშვნელობას.

ეს კოეფიციენტი ახასიათებს საშუალო გადახრას სპეციფიური წონებიდან, ანუ გვიჩვენებს, საშუალოდ რამდენ პროცენტულ პუნქტს გადახრის ერთმანეთისგან შედარებულ პოპულაციებში ნაწილების სპეციფიკური წონა.

რაც უფრო დიდია აბსოლუტური სტრუქტურული ცვლილებების წრფივი კოეფიციენტის მნიშვნელობა, რაც უფრო მეტია საშუალოდ ცალკეული ნაწილების სპეციფიკური წონები ერთმანეთისგან გადახრილი შედარებული ორი პერიოდისთვის, მით უფრო ძლიერია აბსოლუტური სტრუქტურული ცვლილებები. თუ ამ პერიოდების სტრუქტურები ემთხვევა (ე.ი. დ 2 - დ 1 = 0), მაშინ ეს კოეფიციენტი იქნება ნულის ტოლი.

სხვაობის ინდექსი

სად d i1 d i0 -ორი შედარებული პოპულაციის ცალკეული ელემენტების ხვედრითი წონა;
ნ- ელემენტების (ჯგუფების) რაოდენობა ჯამში.

სხვაობის ინდექსი, რომელიც გამოითვლება პროცენტულად გამოხატული სპეციფიკური სიმძიმის მიხედვით, შეუძლია მიიღოს მნიშვნელობები 0-დან 100%-მდე; ნულთან მიახლოება ნიშნავს ცვლილებას; მაქსიმუმზე მიახლოება მიუთითებს სტრუქტურის მნიშვნელოვან ცვლილებაზე.

სტრუქტურული ცვლის კოეფიციენტი კ.გათევა

ზემოაღნიშნული ინდიკატორები არ იძლევა წარმოდგენას მოსახლეობის ცალკეული ელემენტების წილებში ცვლილებების შესახებ. ეს მაჩვენებელი ითვალისწინებს შედარებულ სტრუქტურებში ცალკეულ ჯგუფებში ცვლილებების ინტენსივობას.

სტრუქტურული ცვლილებების საბოლოო შეფასებაზე გავლენას ახდენს ჯგუფების რაოდენობა, რომლებშიც იყოფა შესწავლილი მოსახლეობა.

სალაის სტრუქტურული განსხვავების ინდექსი.

ეს მაჩვენებელი ასევე ითვალისწინებს ჯგუფების ან ელემენტების რაოდენობას შედარებულ სტრუქტურებში. სალაის კოეფიციენტი (ინდექსი), ისევე როგორც K. Gatev კოეფიციენტი, შეუძლია მიიღოს მნიშვნელობები ნულიდან ერთამდე. რაც უფრო ახლოს არის მიღებული მნიშვნელობა ერთიანობასთან, მით უფრო მნიშვნელოვანი იქნება სტრუქტურული ცვლილებები. Szalai კოეფიციენტი იღებს მნიშვნელობებს ერთთან ახლოს, როდესაც ერთეულების საერთო რაოდენობა დიდია.

რიაბცევის ინდექსი

ამ ინდიკატორის მნიშვნელობები არ არის დამოკიდებული სტრუქტურების გრადაციის რაოდენობაზე. შეფასება ხდება სტრუქტურის კომპონენტებს შორის შეუსაბამობების მაქსიმალური შესაძლო მნიშვნელობის საფუძველზე; სტრუქტურების ცალკეული კომპონენტების რეალური შეუსაბამობები შედარებულია მაქსიმალურ შესაძლო მნიშვნელობებთან. ეს კოეფიციენტი (ინდექსი) ასევე იღებს მნიშვნელობებს ნულიდან ერთამდე.ამ ინდიკატორის უპირატესობად შეიძლება ჩაითვალოს მიღებული ინდიკატორის მნიშვნელობების შეფასების სკალის არსებობა.

მოცემული ინდიკატორები წარმოადგენს სტრუქტურული ცვლილებების მახასიათებლებს, მაგრამ არ იძლევა წარმოდგენას ამ ცვლილებების სიდიდეზე.

უთანასწორობის ხარისხის გასაზომად გამოიყენება შემოსავლის კონცენტრაციის ორი კოეფიციენტი - ლორენცი და ჯინი.

ლორენცის კოეფიციენტი

სად y მე - i-ე ჯგუფის შემოსავლის წილი; x i - მოსახლეობის წილი მეე ჯგუფი.

Გაანგარიშება ჯინის კოეფიციენტი ემყარება კვადრატის დიაგონალითა და ლორენცის მრუდით გამოსახული მრავალკუთხედის ფართობის წილადის განსაზღვრას კვადრატის ფართობის ნახევარში:

სად cum y i - შემოსავლის დაგროვილი წილი

ორივე კოეფიციენტი მერყეობს 0-დან 1-მდე. რაც უფრო ახლოს არის მნიშვნელობა 1-თან, მით უფრო მაღალია უთანასწორობის (კონცენტრაციის) დონე შემოსავლის განაწილებაში. პრაქტიკაში, ეს კოეფიციენტები არ აღწევს მაქსიმალურ მნიშვნელობებს (0 - სრული თანასწორობა, 1 - შემოსავლის კონცენტრაცია მოსახლეობის ერთ ჯგუფში).

ჯინის კოეფიციენტის მნიშვნელობების გამოთვლისა და შედარებისას ყურადღება უნდა მიაქციოთ, თუ რომელ დაჯგუფებებზეა გათვლილი ინდიკატორი, რადგან რაც უფრო მეტ ჯგუფებად იყოფა გაანალიზებული პოპულაცია, მით უფრო მაღალი იქნება ჯინის კოეფიციენტის მნიშვნელობა. . მაგალითად, 10%-იანი ჯგუფებისთვის გამოთვლილი კოეფიციენტი ყოველთვის იქნება უფრო მაღალი ვიდრე კოეფიციენტი, რომელიც გამოითვლება 20%-იანი ჯგუფებისთვის.

პარეტო-ლორენც-ჯინის თეორია იყო შემოთავაზებული, რათა შეესწავლა მთლიანი შემოსავლის განაწილების ერთგვაროვნება ან არათანაბრობა (კონცენტრაცია) მოსახლეობის ყველა ჯგუფს შორის. თუმცა, ეს კოეფიციენტები შეიძლება გამოყენებულ იქნას სხვა სოციალური და ეკონომიკური მახასიათებლების განაწილების ერთგვაროვნების ხარისხის შესასწავლად. მაგალითად, საცხოვრებლის განაწილების ერთგვაროვნების ხარისხი, სოციალური ტრანსფერები, სამედიცინო და საგანმანათლებლო მომსახურება, დანაშაული და ა.შ.

ინდუსტრიის მონოპოლიზაციის ხარისხის შეფასებისას გამოიყენება ჰერფინდალის კოეფიციენტი

სად დ ი- მე-ე საწარმოს წილი;

კ- საწარმოების რაოდენობა ინდუსტრიაში.

კოეფიციენტი გამოითვლება ინდუსტრიაში თითოეული საწარმოს გაყიდვების წილების კვადრატების ჯამით, გამოხატული პროცენტულად. აქედან გამომდინარე, ჰერფინდალის კოეფიციენტის მაქსიმალური მნიშვნელობა შეიძლება იყოს 10000, მინიმალური - 10000/კ.

3 პრობლემის გადაჭრის მაგალითი.

შერჩევის კვლევის მიხედვით, მიღებული იქნა ორგანიზაციის თანამშრომელთა შემდეგი განაწილება ხელფასის მიხედვით:

განსაზღვრეთ:

1. საშუალო ხელფასი.

2.ვარიაციის კოეფიციენტი.

3.რეჟიმი და მედიანა

1. დავალების პირობა წარმოდგენილია ინტერვალის ვარიაციის სერიით თანაბარი ინტერვალებით. ამიტომ, ინდიკატორების გამოსათვლელად, ჯერ უნდა დაადგინოთ საშუალო მახასიათებლის მნიშვნელობა (X)როგორც ყოველი ინტერვალის შუა და მიიღეთ დისკრეტული განაწილების სერია.

2. ცვალებადობის კოეფიციენტი ახასიათებს (x) მახასიათებლის ცალკეული ვარიანტების რყევის საზომს საშუალო მნიშვნელობის გარშემო. ის წარმოადგენს სტანდარტული გადახრის (σ) და საშუალო არითმეტიკულის () პროცენტულ თანაფარდობას. , ანუ

სტანდარტული გადახრის გამოსათვლელად, ჩვენ ჯერ გამოვთვალოთ დისპერსიას (σ 2) ფორმულის გამოყენებით:

გაანგარიშება შეიძლება გაკეთდეს დამხმარე ცხრილის გამოყენებით

x	მ	X-	(x-) 2	(x- ) 2 მ
		12500-15095
		13500-15095
		14500-15095
		15500-15095
		16500-15095
სულ		-	--

Სტანდარტული გადახრა - არის სხვაობის კვადრატული ფესვი:

σ = ±√ σ 2 = ± ±1100.443 რუბ.

ცვალებადობის კოეფიციენტი იქნება:

თუ ვარიაციის კოეფიციენტის მნიშვნელობა არ აღემატება 33,3%-ს, მაშინ პოპულაცია ითვლება ერთგვაროვანად, ხოლო საშუალო მნიშვნელობა შეიძლება ჩაითვალოს ტიპიურად მოცემული განაწილებისთვის. ჩვენს მაგალითში საშუალო მნიშვნელობა ტიპიურია.

3. რეჟიმი (დომინანტი) არის ატრიბუტის ყველაზე გავრცელებული მნიშვნელობა x; ინტერვალის სერიაში მოდალური ინტერვალი იქნება ის ინტერვალი, რომელსაც აქვს უმაღლესი სიხშირე (სიხშირე).

ამ ამოცანაში, 15,000 - 16,000 რუბლის ინტერვალს აქვს ყველაზე მაღალი სიხშირე (65), შესაბამისად, რეჟიმი იქნება ამ ინტერვალში.

შესაბამისად, ყველაზე მეტი მუშა ხელფასი 15280 მანეთი იყო.

მედიანა არის ატრიბუტის მნიშვნელობა რანჟირებული სერიის იმ ერთეულისთვის, რომელიც მის შუაშია. პირველ რიგში, მოდით განვსაზღვროთ ამ ერთეულის სერიული ნომერი. ამისათვის დაამატეთ ერთი სერიის ყველა სიხშირის ჯამს () და გაყავით შედეგი ნახევრად, ანუ

ხელფასის მედიანური ღირებულება იქნება 100-ე და 101-ე თანამშრომელთა ხელფასის ჯამის ნახევარი. ისინი ხვდებიან მეოთხე ინტერვალში (10+20+58+65=153) დაგროვილი სიხშირეების ჯამის მიხედვით, ანუ 15000-დან 16000 რუბლამდე.

შესაბამისად, დასაქმებულთა ნახევარს აქვს ხელფასი არაუმეტეს 15184,6 რუბლისა, ხოლო მეორე ნახევარს - არანაკლებ 15184,6 რუბლისა.

სტატისტიკური აგრეგატების სტრუქტურის შესადარებლად, ფაქტობრივი და ნორმატიული სტრუქტურების შესადარებლად და დინამიური სტრუქტურული ცვლილებების (სტრუქტურული ძვრების) რაოდენობრივი დასადგენად შეიძლება გამოყენებულ იქნას სტრუქტურული განსხვავებების ინდიკატორები. განზოგადებული რაოდენობრივი შეფასება მოცემულია სტრუქტურული განსხვავებების ინტეგრალური ინდიკატორებით:

სალაის ინდექსი:
ვ. რიაბცევის ინდექსი:

სადაც d 1i და d 0i არის შედარებული სტრუქტურული კომპონენტები,

n – სტრუქტურული გრადაციების რაოდენობა (გამორჩეული ჯგუფები).

1

მთლიანობაში რეგიონის მუნიციპალიტეტებში და მსხვილი და საშუალო, მცირე და მიკრო საწარმოების კონტექსტში დასაქმების დისპროპორციების ანალიზი განხორციელდა რიაბცევის ინდექსის გამოყენებით, რომლის მთავარი უპირატესობაა გაზომვის სხვა მეთოდებთან შედარებით. რესპუბლიკის რეგიონებში დასაქმებული მოსახლეობის რაოდენობის ცვლილება იმაში მდგომარეობს, რომ მისი ღირებულება არ არის დამოკიდებული სტრუქტურების გრადაციის რაოდენობაზე, ანუ მუნიციპალიტეტების რაოდენობაზე, შესაბამისად არ ხდება სტრუქტურული ცვლილებების გადაჭარბებული შეფასება და ასევე ის, რომ არსებობს ინდექსის მიხედვით სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვნების შეფასების სკალა. მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობის სტრუქტურული მაჩვენებლების შედარებამ აჩვენა, რომ მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა ეტაპობრივი შემცირების პროცესებს მსგავსი დინამიკა ჰქონდა მარი ელის რესპუბლიკის თითოეულ ტერიტორიულ ერთეულში. მცირე ბიზნესის სისტემა არა მხოლოდ არ წყვეტს არსებობას, არამედ მუდმივად ფართოვდება, თუმცა, რა თქმა უნდა, მცირე ბიზნესის განვითარების დონე მარი ელის რესპუბლიკაში ჯერ კიდევ უკიდურესად დაბალია. მის ფორმირებას ხელს უშლის წარმოების არსებული კონცენტრაცია, არასტაბილური ეკონომიკური მდგომარეობა, არსებული საგადასახადო კანონმდებლობის არასრულყოფილება და სუსტი სახელმწიფო მხარდაჭერა, რაც აუცილებლობას ხდის მუნიციპალიტეტების ეკონომიკური ეფექტურობის გაზრდას.

დასაქმების რეგიონალური სტრუქტურა

მუნიციპალიტეტების მოსახლეობის დასაქმება

რიაბცევის ინდექსი

სტრუქტურის განსხვავება

1. ბრედნევა ლ.ბ. ხაბაროვსკის ტერიტორიის ეკონომიკაში სტრუქტურისა და სტრუქტურული განსხვავებების შესწავლა // KhSAEP-ის ბიულეტენი. - 2011. - No1 (52). - გვ. 4-10.

2. პოძოროვი ნ.გ. მორდოვიის რესპუბლიკის მთლიანი რეგიონალური პროდუქტის მოცულობასა და სტრუქტურაზე ფაქტორების გავლენის ანალიზი [ელექტრონული რესურსი]. - URL: http://sisupr.mrsu.ru/2010-1/pdf/podzorov3.pdf.

3. მარი ელის რესპუბლიკა: სტატისტიკური წელიწდეული „მარი ელის რესპუბლიკა“ / მარი ელის რესპუბლიკის სტატისტიკის ფედერალური სახელმწიფო სამსახურის ტერიტორიული ორგანო. - იოშკარ-ოლა, 2011. - 464გვ.

4. სტატვა ა.ლ. ომსკის რეგიონის მოსახლეობის დასაქმების გეოგრაფიული ანალიზი: რეზიუმე. დის. ...კანდელი. გეოგრ. მეცნიერ. - ბარნაული, 2005. - 24გვ.

5. უტინოვა ს.ს. დასაქმება და შრომის ბაზარი რუსეთის ეკონომიკის ტრანსფორმაციის პირობებში: აბსტრაქტული. დის. ... დოქ. ეკონ. მეცნიერ. - მ., 2003. - 48გვ.

ბაზრის გარდაქმნების ერთ-ერთი მთავარი და ურთულესი ამოცანაა ეფექტურად მოქმედი, დინამიური და ცივილიზებული შრომის ბაზრის ფორმირება. სახელმწიფომ შეწყვიტა დასაქმების ერთადერთი გარანტი და დღევანდელ პირობებში თითოეული ადამიანი თავად წყვეტს იმუშავებს თუ არა. დასაქმების როლის იდეა რადიკალურად შეიცვალა. სოციალური და შრომითი ურთიერთობების ტრანსფორმაციის შედეგები და შედეგები აისახება დასაქმებულ მოსახლეობასა და მის სტრუქტურაში ცვლილებებში, რომლებიც მაკროეკონომიკური ფაქტორების გავლენით ექვემდებარება შემდგომ დამახინჯებას, რაც ამცირებს ეკონომიკურ აქტივობას და ცხოვრების ხარისხს. უპირველეს ყოვლისა, ეს გამოწვეულია დასაქმების რესტრუქტურიზაციის გამო სტრუქტურის ცვლილებების გამო.

რეგიონში დასაქმებისა და მისი რეგულირების პროცესების შესასწავლად მიზანშეწონილია მისი შემადგენელი რეგიონების ტიპოლოგიის განხორციელება, რადგან მარი ელის რესპუბლიკა მოქმედებს არა როგორც ერთი მონოლითი, არამედ როგორც რეგიონების ერთობლიობა სპეციფიკური მახასიათებლებით. დასაქმება, პრიორიტეტები და განვითარების პერსპექტივები.

რესპუბლიკის 17 ადმინისტრაციულ ერთეულში დასაქმების გასაანალიზებლად (3 საქალაქო რაიონი და 14 მუნიციპალური რაიონი) გამოვიყენეთ მონაცემები ორი პერიოდის - 2000 და 2010 წლებში. - მნიშვნელობები არის შემდეგი მაჩვენებლები:

• დასაქმებული მოსახლეობის რაოდენობა (სულ), ადამიანები, გამოითვლება შსო-ს მეთოდოლოგიის მიხედვით, წლის ბოლოს დასაქმების პრობლემებზე შერჩეული კვლევების საფუძველზე;
• მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო წლიური რაოდენობა, ადამიანები, გათვლილი ორგანიზაციებისა და საწარმოების წლის მონაცემების მიხედვით;
• მცირე და მიკრო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო წლიური რაოდენობა, ადამიანები, გათვლილი ორგანიზაციებისა და საწარმოების წლის მონაცემების მიხედვით.

დასაქმებულთა საერთო რაოდენობის ანალიზმა აჩვენა, რომ მთლიანი დასაქმებული მოსახლეობის უმრავლესობა 2000 და 2010 წლებში. საქალაქო უბნები: 63,4 და 60,5%, შესაბამისად. 2000 წელს დასაქმებული მოსახლეობის წილი მშრომელთა საერთო რაოდენობაში 53,7% იყო - იოშკარ-ოლა; 6,6% - ვოლჟსკი, 3,0% - კოზმოდემიანსკი. იმ დროისთვის დასაქმებული მოსახლეობის საკმაოდ დიდი წილი გორნომარისკის (4,5%) და ზვენიგოვსკის ოლქებს ეკუთვნოდა (3,5%).

2010 წელს იოშკარ-ოლა განაგრძობდა მუშაკთა ყველაზე დიდ წილს - 46,2%. მაგრამ თუ შესწავლილი პერიოდის განმავლობაში მარი ელის რესპუბლიკის დედაქალაქში დასაქმებულთა რაოდენობა შემცირდა 18 ათასზე მეტი ადამიანით, მაშინ ქალაქებმა ვოლჟსკმა და კოზმოდემიანსკი შესწავლილი პერიოდის განმავლობაში არა მხოლოდ გააფართოვეს თავიანთი წილები განაწილებაში. მუშები 8,2 და 3,8%-მდე, შესაბამისად, მაგრამ ასევე გაზარდეს თავიანთ ტერიტორიაზე დასაქმებულთა საერთო რაოდენობის აბსოლუტური მნიშვნელობები შესაბამისად 28,2 და 32,0%-ით. მუნიციპალურ ოლქებს შორის 2010 წელს დასაქმებულთა რაოდენობის მიხედვით ლიდერები იყვნენ მედვედევსკის ოლქი, რომელიც მუშაობდა რესპუბლიკის დასაქმებული მოსახლეობის 9,3%-ს და ზვენიგოვსკის ოლქი, სადაც დასაქმებულთა 5,9% მუშაობდა. დასაქმების ასეთი დისპროპორციები, უპირველეს ყოვლისა, დაკავშირებულია რესპუბლიკის ტერიტორიაზე საწარმოების გეოგრაფიულ განაწილებასთან, რომლებიც ძირითადად განლაგებულია რეგიონის ქალაქებში, რაც, რა თქმა უნდა, დამატებით ფაქტორს ემსახურება განვითარებაში ქალაქების როლის გაზრდაში. საზოგადოების - ურბანიზაცია.

მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობის ანალიზმა აჩვენა, რომ ამ ჯგუფში დასაქმებულთა შემცირება ყველგან იყო კვლევის პერიოდში. განსაკუთრებით გამოირჩევა პარანგინსკის, მარი-თურეკსკის, კუჟენერსკის და ნოვოტორიალსკის ოლქები, სადაც გაანალიზებული ინდიკატორის ზრდის ტემპები იყო შესაბამისად 34.8, 39.0, 40.2 და 40.7%. მედვედევსკის ოლქი მნიშვნელოვნად გამოირჩევა ზოგადი ფონზე, სადაც ამ ჯგუფის საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობის შემცირებამ მხოლოდ 9.0% შეადგინა. 2000 წელს მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობის 54,9% ქალაქებში იყო (იოშკარ-ოლა - 42,4%, ვოლჟსკი - 8,3%, კოზმოდემიანსკი - 4,2%). ოლქებს შორის მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა რაოდენობით გამოირჩეოდნენ ზვენიგოვსკი (6,2%) და მედვედევსკი (9,6%). ანალოგიური ვითარება დაფიქსირდა 2010 წელს.

რაც შეეხება მცირე ბიზნესს, აქ სურათი გარკვეულწილად განსხვავებულია. თუ 2000 წელს რესპუბლიკის საქალაქო რაიონებში 16013 ადამიანი იყო დასაქმებული მცირე საწარმოებში და ეს შეადგენდა ამ ჯგუფში დასაქმებულთა საერთო რაოდენობის 86,3%-ს (76,4% მუშაობდა ქალაქ იოშკარ-ოლაში), მაშინ ბოლოსთვის. 2010 წელს, მიუხედავად ამ ჯგუფში დასაქმებულთა რაოდენობის შთამბეჭდავი ზრდისა, დასაქმებულთა მხოლოდ 68,8% დარჩა ქალაქებში (58,6% იოშკარ-ოლაში). განსაკუთრებით მნიშვნელოვან წარმატებებს მიაღწიეს მედვედევსკის და მორკინსკის ოლქებმა მცირე ბიზნესის განვითარებაში. თუ 2000 წელს მათი ჯამური წვლილი მცირე და მიკრო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობაში ოდნავ აღემატებოდა ერთ პროცენტს, მაშინ 2010 წლისთვის მედვედევსკის ოლქი უკვე უზრუნველყოფდა სამუშაო ადგილების 6.0%-ს, ხოლო მორკინსკის ოლქში - 2.2%.

დიაგრამა 1 გვიჩვენებს შესწავლილი მაჩვენებლების ზრდის ტემპებს 2010/2000 წლებში. მედვედევსკის რაიონში დასაქმების ყველა მაჩვენებლის ზრდის ყველაზე მაღალი ტემპი იყო. აქ დასაქმებულთა მთლიანი რაოდენობის ზრდამ 275,6%-ს მიაღწია, რაც, უპირველეს ყოვლისა, მცირე ბიზნესის ჩამოყალიბებითა და განვითარებით არის გამოწვეული, რომელშიც დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობა 16,4-ჯერ გაიზარდა. იურინსკის რაიონმა, პირიქით, მთლიანი დასაქმების 51,9%-ით შემცირების ფონზე მიაღწია ყველაზე უმნიშვნელო წარმატებას მცირე ბიზნესის განვითარებაში. ამ ჯგუფის საწარმოებში საშუალო თანამშრომელთა ზრდის ტემპი ყველაზე მცირე იყო რესპუბლიკის სხვა ადმინისტრაციულ ერთეულებთან შედარებით - მხოლოდ 262,4%.

ბრინჯი. 1. დასაქმებულთა საშუალო წლიური რაოდენობის ზრდის ტემპიმუნიციპალიტეტების კონტექსტში.

რესპუბლიკის მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობის ზრდის ტემპი არ აღემატებოდა 90,9%-ს (მედვედევსკის ოლქი). მხოლოდ ურბანულ რაიონებში ამ მაჩვენებლის საშუალო ზრდის ტემპი მხოლოდ 73.0% იყო.

ამ ინდიკატორის უარყოფითი დინამიკა, უპირველეს ყოვლისა, განპირობებულია მარი ელის რესპუბლიკის ტერიტორიაზე მსხვილი და საშუალო ზომის საწარმოებისა და ორგანიზაციების რაოდენობის შემცირებით, რაც თავის მხრივ განპირობებულია უფრო დიდი საწარმოების ხელოვნური ფრაგმენტირებით. შეღავათების ან უფრო მსუბუქი საგადასახადო რეჟიმის მისაღებად, ასევე რეგიონში საწარმოების საკუთრების ფორმების გადანაწილების მიზნით. სახელმწიფო საწარმოთა რაოდენობა საკვლევ პერიოდში 861-დან 746-მდე შემცირდა, აქედან საკუთრების რესპუბლიკური ფორმა - 565-დან 431-მდე.

მცირე ბიზნესის განვითარების პრობლემებს, როგორც ქვეყანაში, ასევე რესპუბლიკაში ბოლო დროს საკმაოდ დიდი ყურადღება მიექცა: გამოიცემა რუსეთის ფედერაციის პრეზიდენტის ბრძანებულებები, მთავრობის დადგენილებები და ადგილობრივი ხელისუფლების გადაწყვეტილებები, სხვადასხვა სპეციალიზებული ფონდები და სხვა ინფრასტრუქტურული ელემენტები. შექმნილია მცირე ბიზნესის მხარდასაჭერად, რადგან ეს არის მცირე საწარმოები, რომლებიც იკავებენ თვალსაჩინო ადგილს საქონლისა და მომსახურების ბაზარზე; ისინი ყველაზე მგრძნობიარენი არიან პირობების ცვალებადობის, ახალი აღჭურვილობის დანერგვისა და მოწინავე ტექნოლოგიების გამოყენების მიმართ. ინდივიდუალური მეწარმეობის დახმარებით წყდება ისეთი სოციალური პრობლემები, როგორიცაა ახალი სამუშაო ადგილების შექმნა და სხვა ადგილობრივი პრობლემები. მხოლოდ ბოლო ათი წლის განმავლობაში მცირე ბიზნესის რაოდენობა 542 ერთეულით გაიზარდა, ხოლო დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობა აქ იმავე პერიოდში 2,4-ჯერ გაიზარდა.

საბაზრო ურთიერთობებზე გადასვლამ გამოიწვია ეკონომიკის ტრანსფორმაცია, რომლის ობიექტური ასახვა დიდწილად განისაზღვრება სტრუქტურული ცვლილებების შესახებ ზოგადი ინფორმაციის ხელმისაწვდომობით. სტრუქტურის ინდიკატორების შესწავლის პრიორიტეტი და მათი დინამიკა განისაზღვრება სამთავრობო ორგანოების ხელმძღვანელებისთვის ეფექტური მართვის გადაწყვეტილებების მისაღებად ობიექტური, მაღალი ხარისხის, ყველაზე სრულყოფილი ინფორმაციის წარდგენის საჭიროებით, რომელიც ადეკვატურად ასახავს დასაქმების გაანალიზებულ სფეროებს.

ამავდროულად, მეზობელი პერიოდის განმავლობაში, მთლიანი მშრომელი მოსახლეობის სტრუქტურაში შეუსაბამობები ინტერპრეტირებული იყო უმეტესწილად, როგორც „სტრუქტურების იდენტურობა“ მოსახლეობის დასაქმებაში მუნიციპალიტეტების კონტექსტში, გამოყენებული იყო V.M. ინდექსი. რიაბცევა - სტრუქტურული განსხვავებების ინტეგრალური კოეფიციენტი - კრიტერიუმი, :

(1)

სად და არის ორი სტრუქტურის სპეციფიკური გრადაციები; - გრადაციების რაოდენობა.

ამ ინდექსის უპირატესობა რესპუბლიკის რეგიონებში დასაქმებულთა რაოდენობის ცვლილების გაზომვის სხვა მეთოდებთან შედარებით არის ის, რომ მისი ღირებულება არ არის დამოკიდებული სტრუქტურების გრადაციის რაოდენობაზე, ანუ მუნიციპალიტეტების რაოდენობაზე, ამიტომ არსებობს არ არის სტრუქტურული ცვლილებების გადაჭარბებული შეფასება და ასევე ინდექსის მიხედვით სტრუქტურებში განსხვავებების მნიშვნელოვნების საზომის შეფასების სკალის არსებობისას (ცხრილი 1).

ცხრილი 1 - დასაქმებულთა რაოდენობაში განსხვავებების მნიშვნელოვნების შეფასების სკალა რიაბცევის ინდექსის მიხედვით

ღირებულებების დიაპაზონი	ღონისძიების მახასიათებლებისტრუქტურული განსხვავებებიდასაქმებაში	ღირებულებების დიაპაზონი	ღონისძიების მახასიათებლებისტრუქტურული განსხვავებებიდასაქმებაში
	სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე
			სტრუქტურული განსხვავებების ძალიან მნიშვნელოვანი დონე
			საპირისპირო ტიპის სტრუქტურები
		0.901 და ზემოთ	სტრუქტურების სრულიად საპირისპირო

მარი ელის რესპუბლიკის მუნიციპალიტეტების დასაქმების სტრუქტურაში განსხვავებების მნიშვნელოვნების შესაფასებლად, გაკეთდა გამოთვლები რიაბცევის ინდექსების მნიშვნელობები წლის მიხედვით 2000-დან 2010 წლამდე დროის ინტერვალით თითოეული ადრე განხილული დასაქმებისთვის. ინდიკატორები: დასაქმებული მოსახლეობის რაოდენობა (სულ), ხალხი; მსხვილ და საშუალო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო წლიური რაოდენობა, ხალხი; მცირე და მიკრო საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო წლიური რაოდენობა, ხალხი.

ცხრილი 2 - დასაქმების სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელობის შეფასება RME-ს მუნიციპალიტეტებში

პერიოდი	რიაბცევის ინდექსი(დასაქმებული მოსახლეობა, სულ)	ინტერპრეტაცია	რიაბცევის ინდექსი(დასაქმება მსხვილ და საშუალო საწარმოებში)	ინტერპრეტაცია	რიაბცევის ინდექსი(დასაქმება მცირე და მიკროსაწარმოები)	ინტერპრეტაცია
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურული განსხვავებების მნიშვნელოვანი დონე
		სტრუქტურის განსხვავება დაბალი დონე		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურის განსხვავება ძალიან დაბალია		სტრუქტურის განსხვავება ძალიან დაბალია
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურის განსხვავება ძალიან დაბალია
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურის განსხვავება ძალიან დაბალია
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურის განსხვავება ძალიან დაბალია
		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა		სტრუქტურების იდენტურობა
		სტრუქტურის განსხვავება დაბალი დონე		სტრუქტურის განსხვავება დაბალი დონე		სტრუქტურის განსხვავება დაბალი დონე

როგორც მე-2 ცხრილიდან ირკვევა, დასაქმებული მოსახლეობის რაოდენობის სტრუქტურული მაჩვენებლების შედარებისას კრიტერიუმის მნიშვნელობა მთელი დაკვირვების პერიოდისთვის (2010 და 2000 წლები) იყო 0,098, რაც მიუთითებს სტრუქტურებში განსხვავებების დაბალ დონეზე დასაქმებული მოსახლეობის რაოდენობაში. რესპუბლიკის მუნიციპალიტეტებში.

დროის მეზობელ პერიოდებში, მთლიანი მშრომელი მოსახლეობის სტრუქტურაში შეუსაბამობა ინტერპრეტირებული იყო უმეტესწილად, როგორც „სტრუქტურების იდენტურობა“, რაც მიუთითებს იმაზე, რომ ადმინისტრაციულ ერთეულებში დასაქმებულთა რაოდენობის განაწილების ტრანსფორმაციები ძალიან ნელი ტემპით მიმდინარეობდა. ნახ. 2).

ბრინჯი. 2. რესპუბლიკაში დასაქმების სტრუქტურული ცვლილებების დინამიკა.

ყველაზე მნიშვნელოვანი სტრუქტურული გარდაქმნები შესწავლილი პერიოდის განმავლობაში ახასიათებდა მცირე ბიზნესს ქალაქურ რაიონებში და მუნიციპალურ რაიონებში.

მცირე ბიზნესში დასაქმებულ სტრუქტურებში მნიშვნელოვანი განსხვავება დაფიქსირდა 2003-2004 წლებში, როდესაც რესპუბლიკაში მცირე და მსხვილ საწარმოებში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობის ზრდის ტემპმა 125,4% შეადგინა. გორნომარისკის რაიონი განსაკუთრებით მკვეთრად გამოირჩეოდა იმდროინდელი ზოგადი ფონზე, რომელშიც მხოლოდ ერთ წელიწადში ამ ჯგუფში დასაქმებულთა საშუალო რაოდენობა 8-ჯერ გაიზარდა, ხოლო რესპუბლიკის ქალაქურ რაიონებში მცირე ბიზნესი სტაგნაციას განიცდიდა.

ბოლო ათწლეულის განმავლობაში რეგიონის ადმინისტრაციული ერთეულების უმეტესობამ აღინიშნა მცირე საწარმოების რაოდენობის უჩვეულოდ სწრაფი ზრდა. მუდმივად იცვლება (მცირე ბიზნესი სწრაფად ჩნდება, მაგრამ შეიძლება სწრაფად გაკოტრდეს), მცირე ბიზნესის სისტემა არა მხოლოდ არ წყვეტს არსებობას, არამედ მუდმივად ფართოვდება, თუმცა, რა თქმა უნდა, მცირე ბიზნესის განვითარების დონე მარის რესპუბლიკაში. ელ ჯერ კიდევ ძალიან დაბალია. მის ფორმირებას ხელს უშლის წარმოების დღევანდელი კონცენტრაცია, არასტაბილური ეკონომიკური მდგომარეობა, მოქმედი საგადასახადო კანონმდებლობის არასრულყოფილება და სუსტი სახელმწიფო მხარდაჭერა.

მუნიციპალიტეტების ეკონომიკური ეფექტურობის გაზრდის აუცილებლობა ტერიტორიებს უქმნის ახალ გამოწვევებს, რაც პირველ რიგში დაკავშირებულია რეგიონული ეკონომიკის კონკურენტული მოდელის არჩევასთან, რაც შესაძლებელს გახდის არსებული პოტენციალის მაქსიმალურ გამოყენებას.

მიმომხილველები:

• კატკოვი ნიკოლაი სემენოვიჩი, ეკონომიკის დოქტორი, პროფესორი, მარის სახელმწიფო უნივერსიტეტის ეკონომიკური კიბერნეტიკის კათედრის პროფესორი, იოშკარ-ოლა.
• შვეცოვი მიხაილ ნიკოლაევიჩი, ეკონომიკის დოქტორი, პროფესორი, ANO VPO "ინტერრეგიონული ღია სოციალური ინსტიტუტის" რექტორი, იოშკარ-ოლა.

ბიბლიოგრაფიული ბმული

სარიჩევა ტ.ვ. MARI EL რესპუბლიკის მუნიციპალურ დონეზე დასაქმების დისპროპორციების სტატისტიკური შესწავლა // მეცნიერებისა და განათლების თანამედროვე პრობლემები. – 2012. – No4.;
URL: http://science-education.ru/ru/article/view?id=6865 (წვდომის თარიღი: 12/20/2019). თქვენს ყურადღებას ვაქცევთ გამომცემლობა "საბუნებისმეტყველო მეცნიერებათა აკადემიის" მიერ გამოცემულ ჟურნალებს.