Студопедия

КАТЕГОРИИ:

Авто Автоматизация Архитектура Астрономия Аудит Биология Бухгалтерия Военное дело Генетика География Геология Государство Дом Журналистика и СМИ Изобретательство Иностранные языки Информатика Искусство История Компьютеры Кулинария Культура Лексикология Литература Логика Маркетинг Математика Машиностроение Медицина Менеджмент Металлы и Сварка Механика Музыка Население Образование Охрана безопасности жизни Охрана Труда Педагогика Политика Право Приборостроение Программирование Производство Промышленность Психология Радио Регилия Связь Социология Спорт Стандартизация Строительство Технологии Торговля Туризм Физика Физиология Философия Финансы Химия Хозяйство Ценнообразование Черчение Экология Эконометрика Экономика Электроника Юриспунденкция

Влияние безработицы на ВВП. Корреляционно-регрессионный анализ динамики

⇐ ПредыдущаяСтр 7 из 8Следующая ⇒

Как уже упоминалось выше, безработица непосредственно влияет на ВВП. Чтобы установить взаимосвязь и влияние нескольких факторов на результативный фактор используется множественный корреляционно-регрессионный анализ.

Предположим наличие линейной зависимости между исследуемыми факторами. Построим расчетную таблицу для определения параметров линейного уравнения регрессии:

Таблица 10

Год	Условный год ,(t)	Численность безработных, млн.чел, (X1t)	Индекс потребительских цен в %, (Х2t)	ВВП, млрд. руб, (Y_t)
2002	1	6,2	115,1	10830,5
2003	2	5,7	112	13243,2
2004	3	5,8	111,7	17048,1
2005	4	5,2	110,9	21625,4
2006	5	5,0	109	26903,5
2007	6	4,2	111,9	33258,1
2008	7	5,3	113,3	41444,7
2009	8	6,4	108,8	38786,4
2010	9	5,6	108,8	44939,2
2011	10	5,0	106,1	47137,8
Итого:	55	54,4	1107,6	295216,9

Источник: Составлено автором по данным Федеральной службы государственной статистики

Определим тренды ( ) Для этого построим графики динамики безработицы, индекса потребительских цен и ВВП во времени.

Рис.5

Источник: Составлено автором

Рис.6

Источник: составлено автором

Рис.7

Источник: составлено автором

Из графиков получим уравнения трендов: x₁_t= -0,0545t+5,74;

x₂_t= -0,6533t+114,35; у_t=4382,7t +5417. После расчетных значений y_t, x₁_t и x₂_t находятся отклонения от тренда, рассчитанные по формулам: ε_t = x_it – x_it₍_t_)ср.и γ_t = y_it - y_it₍_t_)ср.

Таблица 11

Год	Условный год ,(t)	X₁t(t)ср	X₂t(t)ср	Y_t(t)ср.
2002	1	5,6855	113,6967	9799,7
2003	2	5,631	113,0434	14182,4
2004	3	5,5765	112,3901	18565,1
2005	4	5,522	111,7368	22947,8
2006	5	5,4675	111,0835	27330,5
2007	6	5,413	110,4502	31713,2
2008	7	5,3585	109,7769	36095,9
2009	8	5,304	109,1236	40478,6
2010	9	5,2495	108,4703	44861,3
2011	10	5,195	107,817	49244
Итого	55	54,4025	1107,569	295218,5

Таблица 12

Год	Условный год ,(t)	ε_1t	ε_2t	γ_t	ξ²_1t	ξ²_2t	γ_t²
2002	1	0,5145	1,4033	1030,8	0,26471	1,9692509	1062549
2003	2	0,069	-1,0434	-939,2	0,004761	1,0886836	882096,6
2004	3	0,2235	-0,6901	-1517	0,049952	0,476238	2301289
2005	4	-0,322	-0,8368	-1322,4	0,103684	0,7002342	1748742
2006	5	-0,4675	-2,0835	-427	0,218556	4,3409723	182329
2007	6	-1,213	1,4698	1544,9	1,471369	2,160312	2386716
2008	7	-0,0585	3,5231	5348,8	0,003422	12,412234	28609661
2009	8	1,096	-0,3236	-1692,2	1,201216	0,104717	2863541
2010	9	0,3505	0,3297	77,9	0,12285	0,1087021	6068,41
2011	10	-0,195	-1,717	-2106,2	0,038025	2,948089	4436078
Итого	55	-0,0025	0,0315	-1,6	3,478546	26,309433	44479070

Источник: Составлено автором

Таблица 13

Год	Условный год ,(t)	ξ1t* ξ2t	γ_tξ_1t	γ_tξ2_t	γ_t¹	(у_t-γ_t^{1)^2}	^γ2_t	(у_t-γ_t²)^{^2}
2002	1	0,72199785	530,3466	1446,52164	9799,7	1062546,447	9883,24008	897301,3481
2003	2	-0,0719946	-64,8048	979,96128	14182,4	882102,5513	14349,5325	1223971,531
2004	3	-0,15423735	-339,0495	1046,8817	18565,1	2301304,869	18815,8249	3124851,154
2005	4	0,2694496	425,8128	1106,58432	22947,8	1748761,104	23282,1172	2744712,003
2006	5	0,97403625	199,6225	889,6545	27330,5	182337,0256	27748,4096	713872,2677
2007	6	-1,7828674	-1873,964	2270,69402	31713,2	2386680,536	32214,702	1088679,376
2008	7	-0,20610135	-312,9048	18844,35728	36095,9	28609516,33	36680,9944	22692891,14
2009	8	-0,3546656	-1854,651	547,59592	40478,6	2863593,799	41147,2868	5573786,358
2010	9	0,11555985	27,30395	25,68363	44861,3	6065,647747	45613,5792	454787,2485
2011	10	0,334815	410,709	3616,3454	49244	4436161,909	50079,8715	8655784,958
Итого	55	-0,15400775	-2851,579	30774,27969	295219	44479070,22	299815,558	47170637,39

По исходным данным и отклонениям находим парные коэффициенты корреляции по формулам: r_γtξt₌ и r_ε1_t_ξ2_t = . Получим:

r_γtξ₁_t = -0,22925; r_γtξ₂_t₌0,8996101 и r_ε1_t_ξ2_t =-0,016099. Коэффициенты корреляции нужно занести в таблицу:

Таблица 14

Независимая переменная	Коэфф.корреляции
Независимая переменная	ξ1t	ξ2t	между аргументом и функцией
ξ1t	1	-0,0161	-0,22925
ξ2t	-0,0161	1	0,89961

Величина данных коэффициентов показывает наличие взаимодействия факторных показателей на результативный,т.е. Х₁ и Х₂ на У.

После отбора факторов строится уравнение по методу последовательного включения переменных в уравнение регрессии. Сначала необходимо построить уравнение для зависимости y_t= f (x₁_t). Построение уравнения осуществляется по методу исключения тенденции. Уравнение с двумя факторными переменными в стандартизированной форме имеет вид:

Т_γ= β₁+β₂. Для определения β-коэффициентов используют систему уравнений:

r_γt ₁_t ₌β1_* r_ε1_t_ε1_t ₊β2_* r_ε1_t_ε₂_t

r_γt ₂_t=β1*r_ε1_t_ε2_t₊β2*r_ε2_t_ε₂_t

Решив систему уравнений, получили β1=-0,2146, а β2= 0,895.

Т.е. уравнение Тγ= -0,2146Т1+0,895 Т2. После преобразований уравнение регрессии примет вид: -766,96*х₁_t+501,526*x₂_t+4752,14*t.

Для определения тесноты множественной связи используется специальный показатель- коэффициент множественной корреляции R, который определяется по формуле: R= . Так, для данной модели R=0, 924475. Следовательно R²=0,854654.

Найдем частные коэффициенты детерминации, которые показывают вклад каждого фактора в изменение эндогенной переменной. Так, d₁= 0,0492; d2=0,8054. Таким образом, совместное воздействие первого и второго аргументов обеспечивает 85,47% общей вариации показателей.

Несмотря на значение R, оно может быть завышено, т.к.количество наблюдений невелико. Поэтому чтобы оценить общую вариацию результативного признака в зависимости от факторных, величина R корректируется на основании следующей формулы: R’= , где N- количество факторных признаков. Получается,что R’= 0,999.

Проверка статистической значимости коэффициента множественной корреляции R производится на осонове F-критерия Фишера по формуле: F= Подставив известные значения в формулу, получаем F_набл.=2594678,4. Далее нужно сравнить полученное значение F_набл.с табличным значением F_крит. при уровне значимости p=0,95 и числом степеней свободы k1=2 и k2=n-2=8. Получается F_крит.=4,46. Так как F_набл.>F_крит.,то коэффициент множественной корреляции R признается значимым.

Кроме того, следует определить доверительные интревалы для R. Так как p=0,95, то по нормальному закону распределения величина t=1,96. Необходимо посчитать значение t*σ_R. σ_R находится как ,т.е. в рассматриваемом примере σ_R =0,333. Отсюда t*σ_R =0,6533. По таблице z-преобразования Фишера для R=0,999 z= 3,8002. Таким образом:

3,8002-0,6533< z₀ <3,8002+0,6533. Для z_ниж.=3,1469 R_ниж.=0,996z, а для z_вер.=4,4535 R_вер.=1. Таким образом, статистическая значимсоть коэффициента корреляции при вероятности 95% будет сохраняться в пределах от 0,996 до 1.

Проверка адекватности уравнения регрессии включает проверку значимости каждого коэффициента на основе t-критерия Стьюдента:

t_p= , где σ²_ai₌ _{= 3369331,2.}Вычислив корень из σ²_ai , σ_ai будет равна 1835,5738.

Подставив значения a_i и σ_ai в формулу, получаются значения t^a¹_p =0,418, а t^a²_p=0,273. Табличное значение t при уровне значимости p=0,95 и числом степеней свободы= 7 будет равно 2,3646. Таким образом, t_1наб.и t_2наб.<t_крит.,и можно сделать вывод, что первый коэффициент с вероятностью, меньшей 50%, более значим, чем второй коэффициент.

Сравнивая результаты расчетов можно отметить, что модель адекватна по критерию Фишера. Однако коэффициенты уравнения регрессии, проверенные по t-критерию Стьюдента, недостаточно значимы, и в этом случае модель пригодна для принятия некоторых решений, но не для прогнозов.

Таким образом, основываясь на данных проведенного анализа, можно утверждать, что численность безработных в стране оказывает влияние на размер ВВП в большей степени,чем индекс потребительских цен. Однако для более точного анализа необходимо включение других факторных признаков.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ.

Одной из важнейших проблем современной экономики является безработица. Безработицу предопределяют различные факторы: научно-

ЗАКЛЮЧЕНИЕ.

Одной из важнейших проблем современной экономики является безработица. Безработицу предопределяют различные факторы: научно-технический прогресс обуславливает сокращение, прежде всего, работников ручного труда; структурные изменения в экономике вызывают уменьшение числа занятых в отдельных отраслях производства; повышение производительности труда также ведет к уменьшению числа занятых.

Достижение максимальной занятости и сокращение безработицы – основная задача государства. Необходимость эффективного решения данной проблемы обуславливается рядом причин.

Во-первых, это отрицательное влияние безработицы на экономику – недостижение потенциального уровня ВВП, падение доходов населения, платежеспособного спроса, сокращение реальных сбережений, сокращение инвестиции, снижение объемов производства и т.п.

Во-вторых, безработица – отрицательное социальное явление. Она оказывает непосредственное влияние как на отдельного человека, так и на все общество в целом, а также на политическую ситуацию в стране.

Однако существует такое понятие, как естественная безработица - фрикционная и структурная безработицы - явление нормальное и не представляет собой угрозы для экономического роста страны. Более того, без них такое развитие просто невозможно. Поэтому для стабильной экономической и политической ситуации в стране необходимо стараться поддерживать уровень безработицы в стране на уровне естественной.

В России безработица измеряется не с помощью обследования, по методологии МОТ, а количеством безработных, зарегистрированных в государственной службе занятости. Как показывает опыт зарубежных стран, такая методология не отражает реальной ситуации в стране, и в действительности уровень безработицы оказывается выше, чем число зарегистрированных граждан в службе занятости. Однако политика в области занятости основывается именно на этих данных, поэтому на мой взгляд, нельзя с уверенностью сказать, что данная политика является эффективной, особенно в послекризисное время.

Однако, главными стратегическими целями регулирования занятости должны быть повышение экономической и социальной эффективности занятости за счет изменения ее структуры, форм, создание условий для развития человеческого капитала страны, совершенствование экономических отношений занятости.

Забота государства о достижении в стране наиболее полной и эффективной занятости как важной социальной гарантии для экономически активного населения является важнейшим аспектом государственного регулирования рынка труда, механизм формирования которого постоянно совершенствуется применительно к новым условиям развития рыночной экономики, структурной перестройки производства, формирования эффективной социальной политики.

Список литературы:

1.Глобальные тенденции в сфере занятости/ Человек и труд – 2008. - №3.

2.Кейнс Дж.М. «Общая теория занятости, процента и денег». – М.: Гелиос АРВ, 2002. – 352с.

3.Макроэкономика: учебник/ под общей ред. д.э.н., проф. А.В.Сидоровича; МГУ им. М.В.Ломоносова. – 8-е изд., перераб. и доп. – М.: Издательство «Дело и Сервис», 2007. – 496с.

4.Мелкумян А. - Проблемы безработицы/ Экономист – 2008 - №8. – с.61-63

5.Мосолова В.М. Кризис и безработица в России. Безработица в России в преддверии второй волны кризиса / Российское предпринимательство - 2010. - №2. - C. 29-33.

6.Плакся В. И. Безработица: теория и современная практика (социально-экономический аспект). – М., 2005

7.Труд, занятость, безработица / Под ред. Л.С. Ржаницыной. М.:Юридлит, 2008. 174 с.

8.Хейне П., Боуттке П., Причитко Д. «Экономический образ мышления», 10-е издание / пер. с англ. Гуреш Т.А. – М.: Изд. дом «Вильямс», 2007. – 544 с.

9.Шмойлова Р.А. теория статистики: Учебник. – 4-е изд., перераб. и доп. – М: Финансы и статистика, 2006

10.Экономическая теория: учебник/ И.К. Станковская, И.А. Стрелец. – 3-е изд., испр. – М.: Эксмо, 2008. – 448с.

11.Экономика труда: Учебник. Одегов Ю.Г., Руденко Г.Г., Бабынина Л.С. – В 2 т. Т.2. – М.: Издательство «Альфа-Пресс», 2007. - 924 с.

12.Экономика труда в схемах и таблицах: Учебно-наглядное пособие / под общей ред. д.э.н. Е.В.Шубенкова, к.э.н. Е.Е.Миргород, к.э.н. А.В.Петропавловская; М.: Изд-во Рос. экон. акад., 2009, с 27.

Нормативные документы:

1.РОССИЙСКАЯ ФЕДЕРАЦИЯ ЗАКОН О ЗАНЯТОСТИ НАСЕЛЕНИЯ В РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ от 19.04.1991 № 1032-1(ред. от 27.12.2009)

2.ФЕДЕРАЛЬНЫЙ ЗАКОН О ПРОФЕССИОНАЛЬНЫХ СОЮЗАХ, ИХ ПРАВАХ И ГАРАНТИЯХ ДЕЯТЕЛЬНОСТИ от 12.01.1996 N 10-ФЗ(принят ГД ФС РФ 08.12.1995)(ред. от 30.12.2008)

Интернет ресурсы:

1.http://www.gks.ru/bgd/free/b04_03/IssWWW.exe/Stg/d04/81.htm

2.http://www.gazeta.ru/money/2010/05/11_n_3365561.shtml

3.http://www.forexcome.ru/issues/11/

4. Электронный журнал webecon.ru- деловые новости в цифрах.

Приложение 1.

⇐ Предыдущая 1 2 3 4 5 678 Следующая ⇒

Последнее изменение этой страницы: 2018-05-29; просмотров: 358.

stydopedya.ru не претендует на авторское право материалов, которые вылажены, но предоставляет бесплатный доступ к ним. В случае нарушения авторского права или персональных данных напишите сюда...