60. Численность и состав трудовых ресурсов

Тр. рес. - это трудоспос. часть насел., кот. по возрасту и сост. здоровья способна пр-ть мат-ные и духовные блага, а также оказывать услуги. Тр. рес. включ. эк-ки активное насел. (фактич. занятые и безраб.), а также незанятое по тем или иным причинам (эк-ки неакт. насел.). Для того чтобы рассчитать числ-ть тр. рес., берется общая числ-ть трудоспос. насел. по возрасту, к кот. + число работающих пенсионеров и работающ. подростков (моложе 16 лет) и исключ. кол-во неработ. инвалидов I и II групп (рабочего возраста), а также числ-ть пенсионеров трудоспос. возраста, получ. пенсию на льготных условиях. В ст-ке естественное движение тр. рес. опред. как изменение их числ-ти, не связ. с проц. миграции насел. (вступление в трудоспос. возраст подростков; привлеч. к занятости пенсионеров, а также лиц моложе 16 лет; естеств. выбытие за счет смертности лиц трудоспос. возраста, перехода на пенсию или инвалидн. лиц трудоспос. возр. и т.д.). Изменение числ-ти тр. рес. за счет миграции - это так называемое механическое движение тр. рес.. Для того чтобы рассчит. интенсивность изменен. числ-ти тр. рес. и проводить ст-кий анализ, использ. след. относительные пок-ли: коэфф. естеств. пополнения (К_еп), коэфф. естеств. выбытия (К_ев), коэфф. естеств. прироста (К_пр) и коэфф. миграционного прироста (К_мп) тр. рес.. К_еп рассчит. как отнош.е числа вступивших в трудосп. возраст и привлеч. к об-венному труду пенсионеров и подростков к среднему кол-ву тр. рес. (%) за опред. пер-д: К_еп= П_тр/ТР*1000. К_ев рассчит. как отнош. кол-ва выбывших из состава тр. рес. к средней вел-не тр. рес. (%): К_ев= В_тр/ТР*1000.

К_пр рассчитывается: К_пр =К_еп -К_ев. К_мп рассчитывается как: К_мп= МП/ТР*1000. Ст-кий анализ кол-венных хар-к формирования тр. рес. осущ. с помощью след. пок-лей. Абсолютный прирост тр. рес. (АП_тр) рассчит. как раз-ть числ-тей тр. рес. на конец и начало года: АП_тр =ТР_п – ТР₀. Темп роста (Т_р ) рассчитывается – опред. вначале коэфф. роста: К_р =ТР_п / ТР₀, затем опред темп роста: Т_р = К_р*100%. Темп прироста (Т_пр) равен: Т_пр = Т_р –100%. Состав занятых исслед. по таким важнейш. хар-кам, как пол, возраст, ур. образ.. Важнейш. пок-лем явл. пок-ль ур. образов., кот. опред. числом лиц из расчета на 1000 человек, имеющих высшее, незак. высшее и среднее спец. образ.. Занятое насел. распред. по видам эк-кой деят-ти . По новым стандартам занятое насел. распред. на след. группы: наемные работники (лица, заключ. тр. договор - контракт, устное соглаш. - с руководителем пр-тия или с отдельным лицом); работодатели (лица, управл. частным или семейным пр-тием и использ. на пост. основе труд наемных раб.); самост-но занятые (группа гр-н, работ. самост-но или имеющих деловых партнеров, но не наним. раб. на пост. основе); члены пр-венных кооперативов (лица, работ. на собств. пр-тии, имеющие равные права в пр-венной деят-ти и при распред. дохода); помогающие члены семьи (неоплач. раб.). На осн. данных о числ-ти эк-ки активн. насел. и занятого насел. в ст-ке рассчит. коэфф. занятости насел. К_зан, кот. равен: К_зан =Т_зан/ Т_эа.

61. Пок-ли вариации и методы их расчета

Вариацию можно опред. как кол-венное различие значений одного и того же пр-нака у отд. единиц совок-ти. Для измер. вар-ии пр-нака исп. как абсолютные (размах в-ции, ср. линейное отклон., ср. квадратич. отклон., дисп-ю), так и относит. пок-ли (коэфф. осцилляции, линейный коэфф. в-ции, относит. линейное отклонение и др). Размах вариации R - самый доступный по простоте расчета абсол. пок-ль, кот. опред. как разность между самым большим и самым малым значениями признака у единиц данной совокупности: R=X_max-X_min. Он дает возм. увидеть только крайние отклон., что огранич. область его применения. Среднее линейное отклонение d, кот. вычисл. для того, чтобы учесть различия всех ед-ц исслед. совок-ти. Эта вел-на опред. как ср. арифметич. из абсол. значений отклонений от средней. d=x_i -x/n – простая; d=x_i -xf_i /f_i – взвешенная. Неудобства - приходится иметь дело не т. с положит-ми, но и с отрицат-ми велич-ми. Среднее квадратич. отклон.   и среднее квадратич. отклон. в квадрате ², кот. назыв. дисперсией: =(x_i -x)²/n – простая, =(x_i -x)² f_i /f_i – взвешенная. Дисперсия – ср. квадрат отклонений индивидуальных знач. пр-нака от его ср. вел-ны. Ф-лы дисп. взвешенной ²_вз и простой ²_пр: ²_вз=(x_i -x)² f /f; ²_пр=(x_i -x)²/n. Расчет дисп. можно упростить. Для этого использ. способ отсчета от условного нуля (способ моментов), если имеют место равные инт-лы в вариац. ряду. Кроме пок-лей вар-и, выраж. в абсолютных величинах, использ. пок-ли вар-и (V), выраж. в относит. вел-нах, особенно для целей сравнения колеблемости разл. пр-наков одной и той же совок-ти или для сравнения колеблемости одного и того же пр-нака в неск. совок-тях. Данные пок-ли рассчит. как отнош. размаха вар-ии к средней вел-не пр-нака (коэфф. осцилляции V_R), отнош. среднего линейного отклон. к средней вел-не пр-нака (линейный коэфф. вариации V_а), отнош. среднего квадратич. отклонения к ср. вел-не пр-нака (коэфф. вариации V_) и, как правило, выраж. в %. V_R=R/x*100%; V_а=d/x*100%; V_= /x*100%. Из привед. ф-л видно, что чем  коэфф. V приближен к 0, тем  вариация значений пр-нака. В ст-кой практике наиб. часто применяется коэфф. вар-и V_. Он использ. не т. для сравнительной оценки вар-и, но и для хар-ки однородности совок-ти. Совок-ть считается однородной, если коэфф. вар-и не превышает 33% (для распределений, близких к нормальному).

62.Изучение динамики себест-ти

Изучение дин-ки себест-ти, выявл. причин отклонения фактич. себест-ти от нормативной, а так же обоснования возмож. путей сниж. издержек пр-ва на ед-цу товарной пр-ции основ. на использ. индексного метода. На базе фактич. данных о себест-ти ед-цы изделия опред. вида пр-ции устанавл. относит. пок-ли ее снижения или увелич. по сравнению с прошлым пер-дом. Обозначим себест-ть единицы пр-ции символом С, себест-ть той же ед-цы пр-ции в прошлом году С_о, плановой или нормативной себест-ти С_пл., фактически за отчетный год С₁. С пом. индивидуальных инд-сов можно выявить дин-у себест-ти отд. видов пр-ции след. образом. Если нам необходимо опред. фактич. снижение себест-ти в отчетн. пер-де по отнош. к базисному, то это делается с пом. ф-лы i=C₁/C₀, где i – пок-ль снижения себест-ти. Если же необход. опред. плановое снижение себест-ти, то это опред. с пом. ф-лы i_пл.зад=С_пл/С₀, где i_пл.зад – сниж. себест-ти по плановому (нормативному) заданию. Если же речь идет о том, как выполнено плановое задание по сниж. себест-ти, то здесь применяется формула i_вып.пл=С₁/С_пл, где i_вып.пл – вып. плана по сниж. себест-ти. При опред. дин-ки себест-ти одного и того же вида пр-ции, по производ. на нескольких пр-тиях, то здесь применяют ф-лу индекса переменного состава J_{с.перем}=C₁Q₁/Q₁: C₀Q₀/Q₀=C₁:C₀, где Q₁, Q₀ – кол-во данного вида пр-ции выпущ. отдельн. пр-тиями за отчетный и базисный пер-ды. В этой ф-ле отраж. изменения себест-ти под влиянием факторов, связ. со струк-рой себест-ти на каждом пр-тии, а также под воздейств. изменен. удельных весов пр-тий в общем выпуске пр-ции. Индекс себест-ти фиксированного состава без влияния указанных структурных факторов связ. с удельным весом пр-тий в общем выпуске пр-ции строится след. образом: J_с.ф.е=C₁Q₁/С0Q1, т.е. ф-ла индекса фиксированного состава (Q₁), где J_с.ф.е- индекс фиксированного состава. Общий индекс себес-ти может охватывать лишь те виды пр-ции, кот. и в базисном и в отчетном периоде явл. идентичными, т.е. сравнимыми. Осн. пр-наком сравнимости пр-ции явл. одинаковое назначение по хар-ру их потребит. ст-ти и технологии пр-ва.