Доклад

Доклад Методы прогнозирования распределения работников по уровню оплаты труда

Работа добавлена на сайт bukvasha.net: 2015-10-25

Поможем написать учебную работу

Если у вас возникли сложности с курсовой, контрольной, дипломной, рефератом, отчетом по практике, научно-исследовательской и любой другой работой - мы готовы помочь.

Предоплата всего

от 25%

Подписываем

договор

Выберите тип работы:

Скидка 25% при заказе до 11.11.2024




Доклад
По дисциплине ”Эконометрическое моделирование”

На тему: Методы прогнозирования распределения работников по уровню оплаты труда.
Тюмень 2009




МЕТОДЫ ПРОГНОЗИРОВАНИЯ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ РАБОТНИКОВ ПО УРОВНЮ ОПЛАТЫ ТРУДА
Прогнозирование оплаты труда выступает важным средством ее регулирования. Осуществление перехода к рыночной экономике по­вышает роль социально-экономических прогнозов, требует всесто­роннего учета новых тенденций ее изменения.

Прежде чем перейти к характеристике методов прогнозирования, дадим определение прогноза заработной платы. При этом надо иметь в виду, что методологической основой ее прогнозирования выступа­ет экономика труда, исследующая закономерности формирования цены рабочей силы на рынке труда.

Прогноз заработной платы - это научно обоснованная гипотеза об уровне, динамике и ее дифференциации в будущем. Разработка прогноза оплаты труда включает такие этапы:

1.  анализ дифферен­циации и динамики заработной платы и выявление тенденций их развития;

2.  установление причинно-следственных связей между оплатой труда и факторами, ее определяющими, с целью отбора наиболее существенных;

3.  выявление важнейших закономерностей динамики отобранных факторов;

4.  определение и обоснование фор­мы связи между заработной платой и совокупностью факторов, на нее влияющих;

5.  разработка многофакторного прогноза оплаты труда;

6.  объективизация полученных результатов, т.е. расчет ошибки прогноза и определение доверительных интервалов;

7.  со­держательная интерпретация прогнозных данных.

Как уже отмечалось в главе 11, для прогнозирования дифферен­циации заработной платы в 60-70-е гг. применялась общая модель. Алгоритм расчетов по этой модели включал следующие этапы. В первую очередь базисный ряд распределения пересчитывался в ряд, варианты которого нарастают в геометрической прогрессии. После этого устанавливались прогрессивно нарастающие варианты про­гнозного распределения. Конечный шаг алгоритма расчетов состоял в пересчете полученных интервалов в первоначальные методом ли­нейной интерполяции. Вычисления по модели значительно упроща­лись, если прологарифмировать значения базисных интервалов за­работной платы и определить коэффициент трансформации (Ктр) ряда распределения по формуле



(1)

где  - условный минимум базисного ряда;   условный максимум базисного ряда;  и  - соответственно те же значения для прогнозируемого ряда.

Зависимость логарифмов прогнозных интервалов с базисными имела вид



(2)

где  и  — натуральный логарифм прогнозируемого и ба­зисного io интервала ряда распределения заработной платы.

Коэффициент трансформации часто называли коэффициентом сжатия. При этом его величина была меньше единицы. Если же он больше единицы, то ряд распределения заработной платы «растяги­вается».

Проведенные в 60-70-е гг. расчеты по общей модели заработной платы предполагали сокращение ее дифференциации. Этот вывод проистекал из господствовавшей в тот период концепции сокраще­ния различий в оплате труда в зависимости от его сложности. Вве­денные в 1987-1990 гг. тарифные условия предусматривали опреде­ленное усиление дифференциации заработной платы от сложности труда. Так, например, в машиностроении диапазон тарифной сетки был увеличен с 1,71 до 2,0 в восьмиразрядной сетке. Такое измене­ние тарифных условий не могло не привести к некоторому разрыву в оплате труда низко- и высококвалифицированных рабочих в зави­симости от сложности выполняемых ими работ.

Применение общей модели заработной платы в этих условиях изменилось, так как коэффициент трансформации принимал значе­ние больше единицы. Покажем это на условном примере.

Пример. Распределение работников по размерам заработной платы представлено в табл. распределение работников по размерам заработной платы. Рассчитать прогнозный ряд распределения, ис­пользуя общую модель, если происходит увеличение минимума заработной платы с 7 до 10 тыс. руб., а условный максимум растет с 50 до 80 тыс. руб. в месяц.

Распределение работников по размерам заработной платы (цифры условные)



п/п

Интервалы зарплаты (Хi),

тыс. руб.

Час­тос­ти (Pi),%

Доля ин­тервальных фондов зарплаты (di), %

Среднее значение интерва­ла (Хi),


тыс. руб.



Накоп-ленные час­тос­ти, %

1

2

3

4

5

6

7

1

До 7

1,0

0,246

5,37

0,054

1,0

2

7-10

5,4

2,072

8,37

0,452

6,4

3

10-13

11,0

5,750

11,40

1,254

17,4

4

13-16

14,2

9,390

14,42

2,048

31,6

5

16-20

18,7

15,338

17,89

3,345

50,3

6

20-24

15,8

15,871

21,91

3,462

66,1

7

24-28

11,5

13,668

25,92

2,981

77,6

8

28-32

7,9

10,842

29,93

2,365

85,5

9

32-37

6,2

9,781

34,41

2,133

91,7

10

37-42

3,6

6,507

39,42

1,419

95,3

11

42-50

2,9

6,093

45,83

1,329

98,2

12

Свыше 50

1,8

4,442

53,83

0,969

100,0

Итого

100

100,000

-

21,811

-



При этих данных коэффициент трансформации ряда составит Ктр =

= (ln
80 - ln 10) : (ln 50 - ln 7) = 1,0576. Логарифмируем базисные интервалы заработной платы и рассчитываем логарифмы прогнозных интервалов по формуле (2). В результате потенцирования лога­рифмов прогнозных интервалов получаем прогрессивно нарастаю­щий ряд. Указанные расчеты представлены в табл. 1. После этого осуществляется пересчет базисных частостей из прогрессивных ин­тервалов в обычные методом средних плотностей. Например, в ин­тервал 10-15 тыс. руб. перспективного распределения войдут часто­сти 5,4 и 0,96% [11 : ((19,2 - 14,6)/0,4)]. Аналогично проводятся ос­тальные расчеты. Полученные результаты отражены в табл. 2.

Таблица 1

Исходные данные для расчета по общей модели заработной платы

Верхние гра­ницы интер­валов

lnXi

lnXi – ln7

Kmp[lnXi  

- ln7]

ln10 +

+ Kmp[lnXi  

- ln7]

Xi

1

2

3

4

5

6

7

1,946

0

0

2,303

10

10

2,303

0,357

0,377

2,680

14,6

13

2,565

0,619

0,654

2,957

19,2

16

2,773

0,827

0,874

3,177

24,0

20

2,996

1,050

1,110

3,413

30,4

24

3,178

1,232

1,303

3,606

36,8

28

3,332

1,386

1,466

3,769

43,3

32

3,466

1,520

1,606

3,910

49,9

37

3,611

1,665

1,761

4,063

58,2

42

3,738

1,792

1,895

4,198

66,5

50

3,912

1,966

1,079

4,382

80



Наиболее часто для анализа и прогнозирования дифференциации заработной платы применяется логнормальная модель. Если ее ис­пользование для выравнивания фактических распределений не вы­зывает особых трудностей, то задача прогнозирования распределе­ния довольно сложна. Дело в том, что для оценки параметров этой модели нужно всего две точки. Проблема заключается в том, чтобы выбрать такие точки, которые лучше всего подходят для прогнози­рования.

Существует три основных способа оценки параметров ожидаемо­го распределения заработной платы. Один из них опирается на при­менение квантилей условных максимума и минимума оплаты труда. Другой базируется на линейной зависимости логарифмов заработ­ной платы базисного и прогнозируемого распределения. В третьем способе в качестве одной из двух точек, по которым определяются параметры модели, предлагают использовать коэффициент диффе­ренциации .

Таблица 2

Расчет ожидаемого распределения заработной платы по общей модели с помощью коэффициента трансформации (Kmp > 1)

Базисное распределе­ние

Ожидаемое распреде­ление с прогрессивно нарастающим интерва­лом

Ожидаемое распреде­ление

интервал, тыс. руб.

доля ра­ботников, %

интервал, тыс. руб.

доля ра­ботников, %

интервал, тыс. руб.



доля ра­ботников, %

1


2


3


4


5


6


До 7

1,0

До 10

1,0

До 10

1,00

7 - 10

5,4

10 - 14,6

5,4

10 - 15

6,36

10 - 13

11,0

14,6 - 19,2

11,0

15 - 20

12,41

13 - 16

14,2

19,2 - 24,0

14,2

20 - 25

14,76

16 - 20

18,7

24,0 - 30,4

18,7

25 - 30

14,60

20 - 24

15,8

30,4 - 36,8

15,8

30 - 35

12,52

24 - 28

11,5

36,8 - 43,3

11,5

35 - 40

10,10

28 32

7,9

43,3 - 49,9

7,9

40 - 46

9,08

32 - 37

6,2

49,9 - 58,2

6,2

46 - 54

7,73

37 - 42

3,6

58,2 - 66,5

3,6

54 - 64

5,65

42 - 50

2,9

66,5 - 80

2,9

64 - 80

3,08

Свыше 50

1,8

Свыше 80

1,8

Свыше 80

1,80

Итого

100,0

-

100,0

-

100,0



Покажем на конкретных примерах особенности прогнозирования распределения заработной платы. В качестве исходной информации будут использованы данные табл. распределение работников по размерам заработной платы.

Пример. Рассчитать прогнозный ряд распределения, ис­пользуя параметры логнормальной модели.

Применение метода квантилей базируется на следующих равен­ствах:



(3)

где Ф(Ui) - функция стандартного нормального распределения; Ui

 -
аргументы этой функции, или i-й квантиль.

Как видно из первого равенства, прогнозируемый минимум зара­ботной платы рассматривается как α - квантиль логнормального распределения. Иными словами, квантиль   - это такой уровень заработной платы, ниже которого расположена доля работников, равная α. Напомним, что предполагается увеличение минимальной заработной платы с 7 до 10 тыс. руб. Во втором уравнении величи­на будущего максимума выступает как (1-β) -квантиль, где β

-
неко­торая достаточно малая доля работников, получающих зарплату больше, чем . По данным нашего примера условный макси­мум растет с 50 до 80 тыс. руб.

Поскольку нормальное распределение симметрично, постольку каждому квантилю α соответствует равный ему по величине отри­цательный квантиль, или , и  

Используя уравнения 12.3, можно записать такую систему квантилей:



(4)

или с конкретными данными



где а = 0,01; β = 0,018.

По таблице обратной функции нормального распределения находим U0,01 = - U0,99 = 2,326; U1-0,018 = U0,982 = 2,097. Ре­шая систему уравнений, получаем тn = 3,3963 и sn = 0,47003. Зна­чения данных параметров используются при расчете квантилей, на­копленных частостей Ф(Ui) и частостей () прогнозируемого рас­пределения (табл. 3, графы 2 - 4).

Второй метод прогнозирования распределения заработной платы базируется на линейной зависимости ее логарифмов в будущем и базисном распределении. Параметры перспективного распределения — средняя арифметическая логарифмов т' и их среднеквадратическая ошибка s
'
— рассчитываются по следующим формулам:



(5)



(6)

где  - коэффициент трансформации ряда;  и  - про­гнозируемый и базисный минимумы.
Таблица 3

Перспективное распределение заработной платы по логнормальной модели двумя способами

Интервалы зар­платы, тыс. руб.

Расчет методом кванти­лей

Расчет по линейной зависимости логарифмов

Ui

Ф(Ui)

Р

Ui

Ф(Ui)

Р

1

2

3

4

5

6

7

До 10

-2,326

0,0100

1,00

-2,288

0,0111

1,11

10-15

-1,464

0,0716

6,16

-1,442

0,0747

6,36

15-20

-0,852

0,1971

12,55

-0,841

0,2019

12,72

20-25

-0,378

0,3527

15,56

-0,375

0,3538

15,19

25-30

0,010

0,5040

15,13

0,005

0,5019

14,81

30-35

0,333

0,6267

12,27

0,327

0,6282

12,63

35-40

0,623

0,7334

10,67

0,606

0,7277

9,95

40-46

0,920

0,8212

8,78

0,898

0,8154

8,77

46-54

1,261

0,8963

7,51

1,233

0,8912

7,58

54-64

1,622

0,9476

5,13

1,587

0,9437

5,25

64-80

2,097

0,9820

3,44

2,053

0,9800

3,63

Свыше 80

-

1,0000

1,80

-

1,0000

2,00



Найдем т = 298,23 : 100 = 2,9823 и  Напомним также, что Ктр = 1,0576. Тогда имеем

т' = 1,0576*2,9823 + ln10 - 1,0576 · ln
7 = 3,3987;

σ' = 1,0576*0,45283 = 0,4789.

В табл. 3 (графы 5-7) приведено распределение, полученное данным способом. Для определения частостей прогнозируемого ряда необходимо найти i-й квантиль и соответствующую ему накоплен­ную частость по таблице стандартного нормального распределения. Сравнивая накопленные частости двух интервалов, устанавливают искомую величину. Например, частость интервала 15-20 тыс. руб. находится следующим образом. Рассчитывается третий квантиль:



По таблице нормального распределения Ф(-0,841) = 1 - Ф(0,841) =

= 0,2019, т.е. накопленная частость равна 20,19%. Таким образом, частость этого интервала составит 12,72 (20,19 - 7,47).

Третий способ прогнозирования распределения заработной пла­ты с помощью логнормальной модели базируется на определенном соотношении между децильным коэффициентом (Kd3) и средним квадратическим отклонением логарифмов, равным



(7)

Для того чтобы вычислить параметры предполагаемого распределе­ния σ и т, нужно решить систему



(8)

где  - средняя заработная плата.

Из (8) видно, что величина средней заработной платы и децильный коэффициент дифференциации однозначно определяют про­гнозируемое распределение.

В специальной литературе было показано, что величина децильного коэффициента дифференциации может быть представлена зависимой переменной от времени:



(9)

либо от средней заработной платы:



(10)

При этом утверждалось, что определяющей тенденцией в диффе­ренциации заработной платы выступает ее уменьшение. Переход к рыночной экономике обнажил определенную уравнительность в оп­лате труда и весьма усилил процессы дифференциации работников по уровню заработной платы.

Отмеченные обстоятельства требуют внести значительные изме­нения в разработанную в конце 60-х - начале 70-х гг. методику среднесрочного и краткосрочного прогнозирования дифференциации оплаты труда. В первую очередь речь идет об отказе от принципа альтернативности в соотношении минимальной заработной платы, ее средней величины и децильного коэффициента дифференциации.
В настоящее время минимальная заработная плата не выполняет своей роли. Как известно, она призвана компенсировать затраты энергии  работников,   занятых   простейшими,   не   требующими специальной подготовки, видами труда в нормальных условиях производства. По экономическому значению размер минималь­ной заработной платы не должен быть ниже величины прожиточного минимума.

Прожиточный минимум представляет собой показатель объема и структуры потребления важнейших материальных благ и услуг на минимально допустимом уровне, обеспечивающем сохранение здоро­вья человека и его жизнедеятельности. В денежном выражении прожиточный минимум представляет собой стоимостную оценку ми­нимального набора продуктов питания, непродовольственных това­ров и услуг, а также налоги и другие обязательные платежи и сбо­ры.

Минимальный набор продуктов питания представляет собой продовольственную корзину. Если его дополнить минимальным на­бором непродовольственных товаров и услуг, то получается потре­бительская корзина прожиточного минимума.

Прожиточный минимум трудоспособного населения рассчитыва­ется Минтрудом России в соответствии с методическими рекомен­дациями по расчету прожиточного минимума по регионам. Расчет проводится для России и субъектов Федерации в среднем на душу населения и основным социально-демографическим группам: мужчи­нам, женщинам, пенсионерам, детям, трудоспособным гражданам.

Начиная с 1998 г. потребительская корзина и прожиточный ми­нимум становятся ведущими показателями при оценке уровня жиз­ни населения и разработке соответствующих социальных программ. В соответствии с Федеральным законом «О прожиточном минимуме в Российской Федерации» разрабатываются новые методические рекомендации по определению этих показателей, в большей степени соответствующих современному этапу экономического развития на­шего общества.

По субъектам Федерации прожиточный минимум формируется с учетом влияния на уровень потребления населения территориаль­ных природно-климатических условий, половозрастного состава, размеров и структуры семей, плотности населения и характера рас­селения, общего уровня культуры и традиций, условий труда, на­циональных особенностей быта. Комплексный учет влияния выше­перечисленных факторов на уровень потребления населения позво­лил выделить восемь зон по условиям жизни и классифицировать каждый субъект Федерации в соответствии с особенностями той или иной зоны. Для каждой зоны разработана своя продовольственная корзина — минимальный набор продуктов питания. Зная содержимое продовольственной корзины своей зоны и уровень цен на продукты питания, действующих в данном субъекте федерации, последний находит для своей территории стоимость продовольственной корзи­ны, а через нее - величину прожиточного минимума.

Наиболее простой способ расчета опирается на положение, со­гласно которому стоимость продовольственной корзины составляет 0,683 прожиточного минимума на душу населения. Разделив стои­мость продовольственной корзины на 0,683, находим искомую вели­чину прожиточного минимума всего населения. Прожиточный мини­мум трудоспособных граждан будет несколько выше, так как пред­полагает компенсацию затрат энергии, связанной с трудовой дея­тельностью человека. В соответствии с общепринятым порядком считается, что прожиточный минимум трудоспособных граждан в среднем на 12,5% выше, чем этот показатель, рассчитанный на душу населения. Умножив последний на 1,125, находим величину прожиточного минимума трудоспособного населения. Хотя прожи­точный минимум трудоспособных граждан является наибольшим в сравнении с прожиточным минимумом других групп населения, по экономическому содержанию и составляющим расчета он представ­ляет собой «порог бедности» для работающего человека.

Таблица 12.4

Основные пропорции между минимальной заработной платой и прожиточным минимумом трудоспособного работника

Годы

Доля работников с зарплатой ниже прожиточ­ного минимума трудо­способного работника, %

Соотношение среднегодовых зна­чений минимальной зарплаты и прожиточного минимума трудоспо­собного работника

1991

7,7

0,76

1992

36,2

0,35

1993

24,5

0,26

1994

28,8

0,18

1995

34,5

0,14

1996

35,2

0,16

1997

29,0

0,18



В табл. 12.4 приведена динамика основных пропорций между ми­нимальной зарплатой и прожиточным минимумом за последние годы. Данные свидетельствуют о том, что минимальная зарплата умень­шилась в 1997 г. до 18% прожиточного минимума трудоспособного работника по сравнению с 76% в 1991 г. Среднегодовая доля работ­ников, которым была начислена заработная плата в размере ниже прожиточного минимума, увеличилась за 1991-1997 гг. с 7,7 до 29%.

Учитывая большие сезонные колебания анализируемого показа­теля, в табл. 12.5 представлена помесячная динамика удельного веса работников, которым начислена зарплата ниже прожиточного мини­мума трудоспособного работника.

Приведенные данные позволяют констатировать, что за 1991- 1997 гг. в Российской Федерации образовался значительный слой работников с предельно низкими заработками. Так, в феврале 1995 г. 43,2% работников получили заработную плату ниже прожиточного минимума. Минимальная заработная плата в настоящее время утратила свое экономическое содержание.

В последние годы происходят значительные изменения в темпах роста номинальной денежной заработной платы. Если в 60-80-е гг. эта заработная плата в народном хозяйстве за пятилетку в целом росла лишь на 12-16%, то за 1992 г. (декабрь 1992г. к декабрю 1991г.) она выросла в 13,45 раза, за 1993г. - в 8,79 раза, за 1995г. - в 2,08 раза. За январь-август 1996г. рост к декабрю 1995г. составил 1,27 раза. Ежемесячные темпы роста заработной платы в двух соседних месяцах (декабре и январе), определяющих границы годовой динамики заработной платы, складывались следующим образом. На рубеже 1992-1993 гг. они составляли 152,0 и 95,5%, на рубеже 1993-1994 гг. - 139,1 и 95,0%, на рубеже 1994-1995 гг. - 125,8 и 85,4%, на рубеже 1995-1996 гг. -119,5 и 89,0%. По некоторым отраслям народного хозяйства колебания темпов роста заработной платы в эти месяцы были еще больше. Несмотря на снижение темпов роста заработной платы, наблюдаемое в последнее время и обусловленное стабилизацией цен на потребительском рынке, колебания темпов в отдельные месяцы еще значительны.
Таблица 5

Удельный вес работников с заработной платой ниже прожиточного минимума (в %)

Месяц

1994

1995

1996

1997

Январь

22,2

41,3

36,9

35,8

Февраль

24,5

43,2

36,5

36,3

Март

23,5

41,6

34,0

32,9

Апрель

25,1

42,8

34,5

33,3

Май

28,4

41,9

36,0

33,0

Июнь

27,5

40,8

33,7

30,5

Июль

27,7

41,1

33,9

30,7

август

25,3

38,6

32,5

30,5

Сентябрь

23,5

35,4

31,2

28,2

Октябрь

26,1

34,8

31,4

28,8

Ноябрь

28,8

35,4

32,5

29,0

Декабрь

27,1

30,4

26,0

23,5



В большинстве отраслей народного хозяйства в январе темп роста заработной платы резко снижается, в феврале-марте он ста­билизируется и начинает расти. В июне темп роста заработной пла­ты достигает значительных размеров. В июле-августе он замедляет­ся, не растет совсем, а нередко и падает против уровня, достигнуто­го в июне. В сентябре рост заработной платы стабилизируется, в октябре-ноябре он ускоряется и в декабре достигает максимальных размеров. С января следующего года тенденция повторяется, но уже при иных темпах роста.

Причины такой динамики заработной платы:

·                   сезонный характер развития некоторых отраслей, обусловли­вающий значительные выплаты в периоды окончания сезона работ (сельское, лесное хозяйство);

·                   значительные размеры единовременных поощрительных выплат по итогам работы за определенный период: квартал, полугодие, год (практически все отрасли);

·                   массовый уход работников в очередной отпуск. Начисленные от­пускные увеличивают заработную плату за месяц, предшествующий отпускам. Соответственно снижается заработная плата следующего месяца, когда большая часть работников находится в отпусках (на­родное образование, здравоохранение, отрасли пищевой промыш­ленности и др.).

Отмеченные особенности в динамике и дифференциации оплаты труда привели к появлению новых методик прогнозирования зара­ботной платы.

Из предлагаемых в последние годы методов расчета распределе­ния численности работников по размерам начисленной заработной платы остановимся на методике НИИ статистики Госкомстата РФ. Как указывают Л. Уманец и Н. Толмачева, существует два варианта этой методики, прошедших апробацию на федеральном, отраслевом и региональном уровнях и давших определенные положительные результаты.

Первый вариант методики основан на следующих трех принци­пах:

1) на протяжении всего расчетного периода размеры интервалов ряда распределения остаются неизменными, за исключением макси­мального открытого интервала. По мере необходимости он удлиня­ется по специально разработанным методам, которые изложены да­лее;

2) заработная плата работников, входящих в каждую интерваль­ную группу, увеличивается с одним и тем же темпом, равным темпу роста заработной платы всех работающих за расчетный месяц;

3) внутри каждой интервальной группы распределение числен­ности работников на один рубль заработной платы равномерно, т. е. плотность интервала в каждой его точке, в том числе на минималь­ной или максимальной границах, одинакова.

Использование средней по интервалу плотности позволяет при­менить единую модель расчета перехода работников из одной интер­вальной группы в другую на протяжении всего интервального ряда. Такой методологический подход предопределил структуру и содер­жание этапов расчета.

Прежде чем приступить к прогнозированию, надо подготовить исходные данные. Источниками информации являются данные еди­новременных обследований (учетов) предприятий, организаций, уч­реждений: сведения о распределении численности работников по размерам начисленной заработной платы (форма 1), а также данные ежемесячных отчетов по труду (форма 1-т). На их основе опреде­ляют:

 Рi - частости ряда распределения численности работников по размерам начисленной заработной платы, %;

Ф1 (тыс. руб.) и L1 (человек) - фонд начисленной заработной платы и численность учтенных работников в минимальном открытом интервале (из материалов последнего обследования);

Ф
k
(тыс. руб.) и Lk (человек) - фонд начисленной заработной платы и численность учтенных работников в максимальном откры­том интервале (из материалов последнего обследования);

tзп - коэффициент роста средней заработной платы расчетного периода к базовому.

В качестве базового выбирается месяц из предшествующих рас­четному, для которого tзп ≥ 1. Из месяцев, удовлетворяющих этому условию, предпочтение отдается тому, у которого средняя заработ­ная плата оказалась наибольшая.

Далее переходят непосредственно к расчету нового ряда распре­деления (Piн) в частостях. При этом сумма частостей интервалов рядов распределения, как базового, так и расчетного, должна со­ставлять 100%. Расчет нового ряда распределения осуществляется в несколько этапов.

Пример. Распределение работников по размерам зарплаты представле­но в табл. распределение работников по размерам заработной платы. Рассчитать перспективное распределение заработной платы по первому варианту методики НИИ статистики Госкомстата РФ, если ко­эффициент роста средней заработной платы расчетного периода к базовому составляет 1,1.

В первую очередь производится «закрытие границ» открытых минимального и максимального интервалов исходного ряда распре­деления, полученного из материалов последнего обследования. Для этого необходимо установить нижнюю (минимальную) границу пер­вого (х0) и верхнюю (максимальную) границу последнего (хk) интер­валов в ряду распределения, используя формулы:

x0 = (2Ф1/L1) - x1;

xk =  (2Фk/
L
1) xk
-
1,

где x1 - верхняя граница первого интервала, xk
-
1 - нижняя граница последнего интервала.

В нашем примере имеем

x0 = 2 5,4 - 7 = 3,8 тыс. руб.;

xk
=
2 53,8-50 = 57,6 тыс. руб.

Границы первого минимального интервала x0
x
1, рассчитанные по данным единовременного обследования для фактического распре­деления, будут такими же, т. е. постоянными, и для расчетного рас­пределения всех последующих месяцев, вплоть до нового обследова­ния, когда эти границы будут снова пересчитаны. Границы послед­него максимального интервала могут меняться в результате удлине­ния интервального ряда, обусловленного ростом заработной платы.

Далее проводятся расчеты перспективного ряда распределения. Результаты этих вычислений, включая промежуточные, отражены в табл. 6. Предпоследняя заштрихованная строка образуется в ре­зультате появления нового интервала. Подробности раскрываются ниже.

В графах 1 и 2 содержатся нижняя и верхняя границы интерва­лов базового распределения: x0
x
1,  x1
x
2,  … , xk-1
x
k.

Длина (∆xi) i-го интервала отражена в графе 3. Она равна xi-1
x
i.

В графе 4 в строке, соответствующей i-му интервалу xi-1
x
i , со­держится значение его частости Рi.

Графа 5 представляет собой значения расчетных средних плот­ностей интервалов базового распределения (Si). Для i-го интервала



(11)

В графе 6 определяется «точка пересчета», т. е. то предельное значение уровня зарплаты Ai
= xi
/ tзп, при превышении которого в расчетном месяце работники перейдут в следующий по уровню за­работной платы интервал. В нашем примере S1 =  7/1,1 = 6,3636 и т. д.

Графа 7 содержит величину интервала, в котором должны ос­таться работники, которые не достигнут в расчетном месяце уровня Ai, а именно:

В
i
= Ai xi-1.

В графе 8 по одной и той же формуле (12) для каждого ин­тервала рассчитывается частость численности работников, размеры заработной платы которых позволяют им остаться в прежнем ин­тервале нового ряда распределения:



(12)



В нашем примере  = 0,3125 • 2,5636 = 0,8011 и т. д.

Таблица 6

Расчет перспективного распределения заработной платы по мето­дике НИИ статистики Госкомстата РФ (вариант 1)

xi-1

xi

xi















1


2


3


4


5


6


7


8


9


10


3,8

7

3,2

1,0

0,3125

6,3636

2,5636

0,8011

0,1989

0,8011

7

10

3

5,4

1,8000

9,0909

2,0909

3,7636

1,6363

3,9625

10

13

3

11,0

3,6667

11,818

1,8182

6,6667

4,3333

8,3030

13

16

3

14,2

4,7333

14,545

1,5455

7,3152

6,8849

11,6485

16

20

4

18,7

4,6750

18,181

2,1818

10,200

8,5000

17,0849

20

24

4

15,8

3,9500

21,818

1,8182

7,1818

8,6182

15,6818

24

28

4

11,5

2,8750

25,455

1,4545

4,1818

7,3182

12,8000

28

32

4

7,9

1,9750

29,091

1,0909

2,1545

5,7455

9,4727

32

37

5

6,2

1,2400

33,636

1,6364

2,0291

4,1709

7,7746

37

42

5

3,6

0,7200

38,182

1,1818

0,8509

2,7491

5,0218

42

50

8

2,9

0,3625

45,455

3,4545

1,2523

1,6477

4,0014

50

57,6

7,6

1,8

0,2368

52,364

2,3636

0,5598

1,2402

2,2075

57,6

65,6

8

-

-

59,099

-

-

-

1,2402



100,0



100,00



Графа 9 показывает частости  численности работников, кото­рые при коэффициенте tзп = 1,1 должны перейти в следующий ин­тервал в новом ряду распределения:



(13)

Наконец, в графе 10 окончательно определяются частости ин­тервалов нового ряда распределения (). Для каждого интервала суммируются частость численности работников, остающихся в дан­ном интервале ( из графы 8) и частость численности работников, переходящих из предыдущего интервала ( из графы 9):



(14)

По данным примера имеем Р = 0,8011, Р  = 3,7636 + 0,1989 = 3,9625 и т. д.

При проведении расчетов могут возникнуть трудности, связан­ные с формированием структуры нового ряда распределения. В этом случае необходимо придерживаться определенных правил. Так, если для какого-либо из интервалов точка пересчета меньше минималь­ной границы этого интервала, т. е. Ai < xi-1, то это означает, что в результате роста заработной платы в расчетном месяце все работ­ники перешли из данного интервала в следующий. В этом случае

Если в середине базового ряда распределения частость одного из интервалов (i-го) равна нулю, т. е.  то  и . В но­вом ряду распределения этот интервал сохраняется, его частость будет определяться частостью численности работников, переходя­щих из предыдущего интервала.

Если частость численности работников первого минимального интервала в результате проведения расчетов стала равна нулю, т. е. все работники ушли из этого интервала, то для проведения расчетов на следующий месяц базовый ряд распределения должен начинаться с того интервала, в котором сохранилась численность.

Если при расчете графы 9 частость последнего максимального интервала  то необходимо образовать следующий интервал.

Поскольку в нашем примере  то был образован новый интервал. В табл. 6 эта строка заштрихована.

Нижняя граница нового интервала равна максимальной границе предшествующего интервала. Верхняя граница нового интервала xk
+
i
определяется как его минимальная граница хk плюс величина предшествующего интервала, т. е. xk
+
1 = хk
 + ∆xk
-
1.

Если точка пересчета Ak
+
1, рассчитанная для нового интервала (xk
+
1-
x
k
), меньше его минимальной границы, т. е. Ak
+
1 < хk
,
то данный интервал еще раз увеличивается на величину предшествую­щего ему интервала (xk
-
1 - х
k
), и так до тех пор, пока не будет вы­полняться Ak
+
1 > х
k
.
 В примере имеем 59,099 > 57,6.

Расчеты по данной методике дали положительные результаты. Однако было обнаружено, что при значительном ежемесячном росте заработной платы и увеличении продолжительности расчетного пе­риода методика начинает давать погрешности в результатах. Поэто­му был разработан второй вариант методики.

Принципиальное отличие этого варианта от предыдущего состо­ит в том, что вместо единой формулы расчета удельного веса чис­ленности работников, остающихся в данном интервале или перехо­дящих в следующий, используется пять типов формул в зависимо­сти от характера интервала и величины его плотности. Методологи­ческой основой для применения указанных формул служит предпо­ложение о том, что плотность интервала в каждой его точке непо­стоянна: она растет, уменьшается, остается неизменной по мере продвижения от минимальной границы интервала к максимальной.

Во втором варианте методики, как и в первом, проводится отбор исходной информации, выполняется закрытие границ минимального и максимального интервалов исходного ряда распределения и формируется таблица, содержащая результаты расчета нового ряда рас­пределения.

Графы 1-6, как и в первом варианте методики, содержат нижние и верхние границы базового ряда распределения; длину интервала (xi), частости базового ряда распределения (Рi); плотности интер­валов базового ряда распределения (Si); «точки пересчета» (Ai).

Далее в графах 7 и 8 рассчитываются соответственно частости численности работников, остающихся в данном интервале () и переходящих в следующий интервал (). Расчеты этих двух пока­зателей осуществляются с использованием различных типов моде­лей:

для первого минимального интервала:



(15)

для последнего максимального интервала:



(16)

Для остальных, внутренних интервалов используются три типа моделей в зависимости от соотношения плотностей данного интер­вала и двух сосед их с ним:

1) в случаях, когда плотность данного интервала меньше или больше плотностей обоих «соседей», или равна плотности одного из «соседей»:



(17)



(18)

2) для интервалов, находящихся на участке роста плотностей, т.е. выполняется неравенство :



(19)



(20)

3)     для  интервалов  на  участке  убывания  плотностей



(21)



(22)

Наконец, в графе 9 определяются частости интервалов нового ряда распределения, точно так, как это делалось в графе 10 первого варианта методики. Остаются в силе также правила формирования структуры нового ряда распределения, включая порядок построения первого и последнего интервалов этого ряда, принятый в первом варианте методики.



1. Курсовая Пути достижения конкурентного преимущества продукции на рынке
2. Реферат на тему Скелет человека его отделы и их взаимодействие
3. Контрольная работа Система налоговых льгот для иностранных организаций и физических лиц
4. Реферат Упрощенная система налогообложения 24
5. Курсовая Планирование аудиторской проверки 4
6. Реферат на тему Leonin And Perotin Essay Research Paper Leonin
7. Реферат Финансовая политика Казахстана
8. Лабораторная работа Физические характеристики загрязнения воздуха
9. Реферат на тему Виды ощущений
10. Реферат Подготовка к экзамену по МИ