Результаты анализа зависимости среднего времени поиска работы безработными (у — месяцев) от возраста (х — лет), ноябрь 1999г., Россия

Уравнение регрессии	Коэффициент корреляции,	Коэффициент детерминации,	F-критерий^*
Все безработные у=6,897+0,076х	0.925	0,856	47,6
Мужчины у=6,849+0.064х	0,866	0.750	24.0
Женщины у=6,806+0,093х	0,943	0.890	64,7
^* Табличное значение F-критерия при уровне значимости 0,05 и числе степеней свободы 1 и 8 равно 5,32.

Существенность данных различий подтверждается величиной F-критерия Фишера, которая для всех уравнений выше табличного о значения. Расчет F-критерия осуществляется по формуле

,

где — число возрастных групп.

Определение величины и построение уравнения регрессии проводятся в соответствии с методами, изложенными в теории статистики¹.

Аналогично можно изучать состав безработных по продолжительности получения пособия по безработице: через распределение безработных по длительности времени получения пособия.

С 1994 г. в статистической отчетности имеется информация о продолжительности безработицы инвалидов как одного из социально не защищенных слоев населения, требующего особой заботы со стороны государства. Средний период безработицы у инвалидов длиннее, чем в целом по всей совокупности безработных. Чтобы оказывать инвалидам реальную помощь в трудоустройстве, во многих странах предприятия обязаны определенную часть рабочих мест предоставлять инвалидам или отчислять соответствующие суммы в фонд помощи инвалидам. В России

¹ См., например: И. И. Елисеева, М. М. Юзбашев. Общая теория статистики М.: Финансы и статистика, 1999

предприятия, в численности занятых которых инвалиды составляют не менее 50%, имеют некоторые льготы по налогообложению.

9.5. Состав занятых

В статистике накоплен большой опыт изучения состава занятых. Прежде всего рассматривается отраслевой состав занятых как в целом по стране, так и в отдельных ее регионах. С этой целью общая численность занятых в экономике принимается за 100% и определяется удельный вес численности занятых в соответствующих отраслях (табл. 9.9).

Как видно из табл. 9.9, в последние годы наблюдается сокращение численности занятых как в целом, так и в отдельных отраслей материального производства. В непроизводственной сфере по сравнению с 1980 г. намечается рост занятости в кредитовании, страховании и в аппарате управления. Это повлекло за собой изменения в отраслевом составе занятых: снижение удельного веса численности занятых в сфере материального производства (на 3,8 процентных пункта (п. п.) в 1990 г. по сравнению с 1980 г., на 4,8 п.п. в 1998 г. по сравнению с 1990 г.) и соответственно его увеличение в непроизводственной сфере. В 1995 г. соотношение занятости в непроизводственной сфере и в материальном производстве в России оставалось противоположным тому, какое существует в развитых странах.

Изменения в отраслевом составе занятых за рассматриваемый период достаточно заметны. Интенсивность структурных сдвигов может быть измерена, например, с помощью квадратического коэффициента абсолютных структурных сдвигов:

,

где и — удельные веса численности занятых в отдельных отраслях народного

хозяйства за отчетный и базисный периоды;

— число групп, принятых в отраслевой классификации.

Для периода 1980— 1990 гг. квадратический коэффициент абсолютных структурных сдвигов составил 1,69 п. п., т, е. в среднем удельные веса численности занятых в отдельных отраслях экономики изменялись на 1,69 п. п. Для периода 1990—1998 гг. этот показатель составил 4,44 п. п., фиксируя рост интенсивности сдвигов в отраслевом составе занятых, за 1980—1998 гг. еще более ощутимы сдвиги в структуре занятых: 4,91 п. п.

Таблица 9.9