Реферати
Доклади
Курсови работи
Дипломни работи
Есета
Лекции
... и много други документи

 

 

 
       
Back to Referatite.com     Изтегли



Работната заплата



УВОД

Работната заплата представлява част от брутния вътрешен продукт, разпределен за потребление между заетите лица в държавния, кооперативния и частния сектор. Тя включва всички начислени суми за отработено време по тридов договор, възнагражденията и доплащанията, предвидени в кодекса на труда и други закони, нормативни актове и колективните трудови договори.

Основната цел на настоящото изложение е да се анализират основните фактори, които влияят на средната работна заплата.

Данните, които са използвани от официалните източници на националния статистически институт, като данните за средната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица са само за обществения сектор, тъй като липсват данни за частния (НСИ не води такава статистика)

В настоящата курсова работа си поставяме задачата да определим изменението на фонда на работната заплата и влиянието, което му оказват средната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица през периода 1994 - 1997г. в обществения сектор чрез методите на индексния факторен анализ. Втората задача е да се определи дали съществува корелационна зависимост между реалната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица и ако съществува да се построи подходящ регресионен модел за нейното описване и анализиране.

При разработването на курсовата работа са използвани приложните програмни продукти за компютърна обработка - Statistica и Excel.

ГЛАВА I

1.1 Индексен факторен анализ

Една от задачите на икономическата статистика при изучаването и анализа на работната заплата е да наблюдава размера, структурата и динамиката на фонд работна заплата. Факторите, от които зависи фонда на работната заплата са средната работна заплата и средно- списъчния брой на заетите лица. Влиянието, което те оказват може да се проучи чрез индексния факторен анализ, при който се търси връзката между резултативната величина и определящите я фактори при сравняване на два периода от време. Чрез него се установяват промените в абсолютни и относителни числа, предизвикани от отделните фактори, т.е. може да се установи до каква степен промяната във фонда на работната заплата се дължи на средно- списъчния брой на заетите лица и до колко причина за това е средната работна заплата. Също така чрез индексния факторен анализ може да се установи и съвместното влияние на двата фактора върху резултативната величина.

При икономическите изследвания се използват няколко вида форми на връзка между резултативната величина и определящите я фактори. Те са:

S = S' + S'' + S''' + … + Sn

S = xyz…

S = xy /при еднородна и разнородна съвкупнoст/

За анализирането на фонд работна заплата се използват формите на връзка S = ЗТ и S = ЗТ. В случая S е обема на фонд работна заплата, З - средната работна заплата, а Т - средносписъчния брой на заетите лица. Когато се анализира само един отрасъл се използва формата на връзка S = ЗТ, а за два и повече отрасъла- S = ЗТ.

В теорията на статистиката са разработени схеми за провеждане на индексния факторен анализ, съобразно които той се разчленява на мултипликативен и адитивен аспект.

В мултипликативен аспект се установява разлагането на резултативната величина, изразена в относителни числа чрез общия (тотален) индекс - Is, на факториални субиндекси - I3 и IT.

  • за един отрасъл при форма на връзка S = ЗТ, общия индекс има вида:

S1 З1 Т1

IS = =

S0 З0 Т0

  • за два и повече отрасъла при форма на връзка S = ЗТ:

S З1 Т1

IS =

S З0 Т0

Тъй като изследваната съвкупност е еднородна тоталния индекс може да се преобразува. Интензивният фактор поради еднородния си фактор може да се представи чрез средната си величина, като:

S З0 Т0 S З1 Т1

З0= и З1 =

01

Следователно общия индекс за два и повече отрасъла има вида:

З1 S Т1

IS =

З0 S Т0

Където:

З0 и З1 - равнища на средната работна заплата, изчислени на база на едно предприятие;

З0 и З1 - средни равнища на работната заплата, изчислени на база от съвкупност на минимум две предприятия като средна аритметична претеглена величина;

Т0 и Т1 - средносписъчния брой на персонала в стопанското предприятие през предходния (приет за база) и текущия период;

0 и Т1 - средносписъчния брой на персонала за съвкупност от минимум две предприятия.

Чрез този индекс се установява средното относително нарастване на фонда на работната заплата под влияние на средната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица през текущия спрямо предходния период. Разлагането на общия индекс на факториални субиндекси ще ни покаже автономното изменение на средната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица и тяхното самостоятелно въздействие върху фонда на работната заплата. Субиндексът на фонда на работната заплата, които отразява автономното изменение на средната работна заплата се изчислява по формулата:

IЗ = З1 / З0 , когато данните са за един отрасъл

IЗ = З1 / З0 , за два и повече отрасъл.

Субиндексът на фонда на работната заплата, който изразява самостоятелното изменение на средносписъчния брой на заетите лица се изчислява по формулата:

IT = T1 / T0 ,за един отрасъл

IS = ST1 / ST0 , за два и повече отрасъла

Субиндексите ни показват количествено приноса на всеки един от двата фактора в общото изменение на фонда на работната заплата в динамика.

В адитивен аспект се установява абсолютното изменение и неговата относителна величина чрез общия прираст DS, който се разлага на факториални субприрасти DS(З), DS(Т) и DS(ЗТ). (Броят на факториалните субприрасти се определя по формулата (2к - 1), където к е броя на факторите). Тук в стойностно изражение се показва каква е величината на прираста на фонд работна заплата и двата фактора, които го формират.

Общият абсолютен прираст на фонд работна заплата се изчислява по формулите:

DS = S1 - S0 = З1Т1 - З0Т0, за един отрасъл

DS = S1 - S0 = З1Т1 - З0Т0, за два или повече отрасъла.

Факториалните субприрасти, на които се разлага общия абсолютен прираст се изчисляват по следните формули:

За един отрасъл

  • субприраст, който изразява самостоятелното изменение на средната работна заплата:

DS(З) = Т0 1 - З0 )

  • субприраст, който изразява автономното изменение на средносписъчния брой на заетите лица:

DS(Т) = З0 1 - Т0 )

  • субприраст, който изразява съвместното изменение на двата фактора:

DS(ЗТ) = 1 - З0 ) (Т1 - Т0 )

За два и повече отрасъла субприрастите се изчисляват по съответните формули:

DS(З) = Т0 1 - З0 )

DS(Т) = З0 1 - Т0 )

DSТ) = 1 - З0 ) (Т1 - Т0 )

При провеждането на индексния факторен анализ се измерва прирастът от изолираното самостоятелно влияние и на съвместното влияние на факторите върху резултативната величина. Прирастът от всеки фактор по отделно представлява точно определена величина, която изразява частта от общия прираст поради въздействието на този фактор. Абсолютният прираст от съвместното влияние на двата фактора няма аналог в мултипликативния анализ. За поличаване на автономните субприрасти само за двата фактора се предлага разлагането му. Теорията на индексите предлага различни начини за това разлагане, но по- популярните от тях са:

1. В първия случай величината на прираста от общото влияние на двата фактора се разделя на две части, като всяка от тях се прибавя към прираста от изолираното самостоятелно влияние на всеки фактор. При този начин не се взема под внимание степента на влияние на всеки фактор, която е различна по силата си на въздействие.

2. Във втория случай се предполага, че част от прираста от съвместното влияние на факторите е следствие от равното им участие, а другата част- от влиянието на фактора с по- голямо относително изменение. Този метод е приложим само ако влиянието на двата фактора върху резултативната величина е положително (т.е. те трябва да нарастват). Ако факторите се променат разнопосочно, той е неприложим.

3. В третия случай се използва метода на пропорционалното разлагане. Тук се изчислява корекционен коефициент К, с който се коригират прирастите от изолираното самостоятелно влияние на факторите поотделно с разпределения общ прираст.

DS(ЗТ) DSSТ)

k = , k =

|DS(З)| + |DS(T)| |DS(З)| + |DS(SТ)|

Прирастите на самостоятелно изменение на средната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица се получават, когато абсолютните им прирасти, получени при разлагане на общия прираст се умножат с израза (1±К):

DSЗ' = DS(З) (1±К) , DSЗ' = DS(З) (1±К)

DSТ' = DS(Т) (1±К) DSТ' = DSТ (1±К)

Където DSЗ' и DSЗ' - коригирани абсолютни прирасти на фонд работна заплата, които се дължат на изменението на средната работна заплата;

DSТ' и DSТ' - коригиран абсолютен прираст на фонд работна заплата, който се дължи само на изменението на средносписъчния брой на заетите лица.

1.2 Регресионен анализ

Регресионният анализ е съвкупност от статистически методи за моделиране на корелационни връзки и зависимости между масови явления и процеси. Той се основава на предварително формулирани изследователски хипотези за наличието на връзка от корелационен тип между променливите от позициите на науката, за чиято област се отнасят.

Регресионните модели, използвани в икономическите изследвания, могат да се класифицират в зависимост от различните признаци, най- важните от които са следните:

1. Според броя на включените фактори, регресионните модели биват еднофакторни (единични) и многофакторни (множествени)

2. Според формата на връзката между зависимата (Yi) и независимата променлива (Xi), регресионните модели са делят на линейни и нелинейни.

3. Според подходите, по които се построяват - дедуктивни и индуктивни.

Общият вид на регресионния модел се представя с уравнение на права в равнината:

Yi = b0 + b1 Xi + Єi

Където:

Yi - емпирични величини на зависимата променлива;

Xi - емпирични величини на независимата променлива;

b0 и b1 - параметри;

Єi - остатъчен компонент със случаен характер.

Единичният праволинеен регресионен модел характеризира едностранна стохастична връзка между изгладените стойности на резултативната променлива Yi за всяка стойност на факторната променлива Xi. Ето защо той може да се представи с израза:

Yi = b0 + b1 Xi

Параметрите на модела се намират по МНМК, като за целта се използва система от нормални уравнения:

n n

S Yi = nb0 + b1 S Xi

i=1 i=1

От тук за b0 и b1 се получава:

b0 = Y + b1 X

n

S Xi Yi - n X Y

b1 = i=1 n

S X2i - nX2

i=1

За да се установи каква част от вариацията на Yi се дължи на Xi, при регресионния анализ се изчислява коефициент на детерминация R2yx :

n

S (Yi - Y)2

R2yx = i=1 n

S (Yi - Y)2

i=1

R2yx се изменя в границите от 0 до 1 и показва различна степен на зависимост между разглежданите явления.

Когато се извлече квадратен корен от коефициента на детерминация се получава коефициента на корелация:

n

S (Yi - Y)2

Ryx = i=1 n

S (Yi - Y)2

i=1

Корелационният коефициент отразява силата на връзката между разглежданите явления. Варира от 0 до 1, като знакът му се определя от знака пред регресионния коефициент b1 в еднофакторния модел.

За да може да се използва за научни цели е необходимо да се извърши проверка за адекватност на модела и параметрите му.

В първия случай се формулират две хипотези (H0 и H1), които гласят:

Н0 - между масовите явления, представени чрез статистически редове не съществува корелационна връзка, или че компонентите на експериментирания модел не могат да я представят;

Н1 - корелационна връзка съществува и експериментираният регресионен модел съдържа основните и компоненти (моделът е адекватен).

Фиксира се равнище на значимост a=0,05. Проверката се извършва по F - критерия на Фишер. Емпиричната стойност на F се изчислява по формулата:

n

S (Yi - Y)2

i=1

k -1

Femp = n

S (Yi - Yi)2

i=1

n - k

Емпиричната стойност, получена по формулата се сравнява с табличната при a=0,05 и степени на свобода n1=k-1, n2=n-k.

При Fемп < Fa,n1,n2 - H0 се приема

Fемп > Fa,n1,n2 - H1 се приема

Статистическият анализ налага намирането на деверителния интервал, в който се изменят параметрите b0 и b1. Те се получават по формулите:

(b0 - Db0) b0 (b0 + Db0)

(b1 - Db1) b1 (b1 + Db1)

където:

Db0 и Db1 - максимални грешки на параметрите b0 и b1

Db0 = zSb0 или Db0 = tSb0

Db1 = zSb1 или Db1 = tSb1

Sb0 и Sb1 - оценки на стандартните стохастични грешки на параметрите b0 и b1

n

S Xi

Sb0 = S22 ni=1

n S (Xi - X)2

i=1

S22

Sb1 = n

S (Xi - X)2

i=1

S22 - оценка на дисперсията на остатъчния компонент.

Особеното тук е, че при n<30 стойността на t се взема от таблицата на t- критерия на Стюдент, при прието равнище за значимост (n-2) степени на свобода; при n>30 z се взема от таблицата на нормалното разпределение при определена вероятност.

При проверката на статистическата значимост на параметрите се формират следните хипотези:

H0 - проверяваната оценка на параметъра е статистически незначима, дължи се на случайни фактори;

H1 - получената оценка е статистически значима, дължи се на влиянието на систематично действащи фактори.

Избира се риск за грешка a/2 = 0,025 при двустранна критична област.

Емпиричната характеристика се получава по формулата:

t = bi / Sbi

Sbi - оценка на средната стохастична грешка на параметъра bi

Така получените емпирични стойности се сравняват с табличните, при a/2 = 0,025 и (n-k) степени на свобода.

При tемп < tтеор. - H0 се приема;

tемп > tтеор. - H1 се приема.

Глава II

2.1 Индексен факторен анализ на фонд работна заплата

Индексният факторен анализ на фонда на работната заплата в обществения сектор позволява да се установи дали факторните индивидуални равнища на средната работна заплата и средносписъчния брий на заетите лица, действат по еднакъв начин. В този случай фонда на работната заплата се получава като произведение от средната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица. Индексният факторен анализ е извършен при форма на връзка S=ЗТ. При използването на посочения в глава I алгоритъм в мултипликативен аспект са получени следните резултати:

IS

IЗ

IT

подпериоди

коефициенти

%

Коефициенти

%

коефициенти

%

1994/93г.

1,37

137

1,54

154

0,89

89

1995/94г.

1,43

143

1,53

153

0,93

93

1996/95г.

1,83

183

1,89

189

0,97

97

1997/96г.

7,75

775

9,56

956

0,81

81

През 1994г. фонда на работната заплата се увеличава с 37% спрямо 1993г., която е приета за база на сравнението. Това се дължи на положителното влияние, което оказва средната работна заплата, която нараства с 54%. Вторият фактор, изменението в средносписъчния брой на заетите лица е ограничил положителните промени в средната работна заплата, като отбелязва намалание от 11% спрямо предходната година.

Тенденцията на негативно влияние на втория фактор (средносписъчния брой на заетите лица) се запазва и през втория анализиран период, но през 1995г. той намалява със 7%. Общият (тотален) индекс на фонд работна заплата показва 43% увеличение, което отново се дължи на положителното влияние на първия фактор, а именно на средната работна заплата, която се повишава с 53% спрямо 1994г.

Общият индекс на фонд работна заплата з 1996г. нараства с над 83%. През тоси период субиндексът на фонд работна заплата, изразяващ автономното изменение на средносписъчния брой на заетите лица има най- малкото намаление за четирите анализирани подпериода, изразен в коефицент той е приблизително равен на 0,97 , т.е. средносписъчния брой на заетите лица е намалял с 3%. Както и при разгледаните по- горе периоди фонда на работната заплата е нарастнал под положителното влияние на първия фактор. Средната работна заплата е нарастнала 89%.

Относителното нарастване на фонда на работната заплата под влияние на двата фактора през периода 1997/96г. е 675%. Автономното изменение на средната работна заплата е 856%, а средносписъчния брой на заетите лица е намалял с 9%. Имайки предвид, че по- голяма част от нарастването на фонд работна заплата и автономното увеличение на средната работна заплата се дължат именно на инфлацията.

В мултипликативен аспект за периода 1994 - 1997г. се установява, че относителното нарастване на фонд работна заплата е плавно, като за последния анализиран подпериод (1997 спрямо 1996г.) отбелязва рязко нарастване, което както посочихме се дължи в най- голяма степен на инфлацията (Например месечната инфлация за февруари 1997г. е 242,7% по данни на НСИ). Самостоятелното изменение на средната работна заплата също е в посока увеличение. Вторият фактор и през четирите периода намалява, което ни показва, че двата фактора влияят разнопосочно върху резултативната величина.

Вторият аспект на индексния факторен анализ е адитивния анализ, както вече споменахме той е неотменим аналог на мултипликативния анализ, при който се установява абсолютното изменение и неговото стойностно изражение на фонда на работната заплата и на двата фактора, които го формират. Като е спазен алгоритъма за провеждането на адитивния анализ са получени следните резултати за общия абсолютен прираст на фонда на работната заплата и факториалните субприрасти:

Подпериоди

DS

DЗS

DTS

DSЗТ

1994/93г.

2761096734

3965464094

-784538496

-419828864

1995/94г.

4367503646

5407657664

-679105427

-361048591

1996/95г.

12118057019

13004060921

-467688413

-418315489

1997/96г.

179865727611

228175212005

-5053459362

-43256025032

От изложените резултати се вижда, че общия тотален прираст на фонд работна заплата за периода 1994 - 1997г. е положителен, т.е. потвърждават се резултатите от мултипликативния анализ за увеличаването на размера му през анализирания период. Данните за субприраста на фонд работна заплата под влияние на средната работна заплата също потвърждават тенденцията на увеличение, показана при анализа в мултипликативен аспект. Отрицателният субприраст на фонд работна заплата, който изразява автономното изменение на средносписъчния брой на заетите лица, също е в унисон с получените при мултипликативния анализ намаления.

През периода 1994/93г. 3965 млн. лева от прирастта на фонд работна заплата се дължат на средната работна заплата, на средносписъчния брой на заетите лица се дължи 785 млн. лева намаления. Влиянието на двата фактора също е отрицателно и размера му е 420 млн. лева. Общият прираст на фонда на работната заплата е 2761 млн. лева.

Подобна е тенденцията и през следващите три анализирани подпериода. За 1995/94г. общият прираст на фонд работна заплата е 4368 млн. лева, под влияние на средната работна заплата той нараства с 5408 млн. лева. Влиянието на средносписъчния брой на заетите лица и общото влияние от двата фактора върху фонда на работната заплата е отрицателно и стойностите им съответно са -679 млн. и -361 млн. лева.

Както се вижда общото влияние на факторите върху резултативната величина е отрицателно, т.е. в посока намаление за всички изследвани периоди. При използване на един от изброените методи за неговото разлагане ще получим автономните субприрасти на двата фактора. В настоящата курсова работа е използван метода на пропорционалното разлагане, защото първия метод не е достатъчно точен, а втория не може да се приложи поради разнопосочното въздействие на двата фактора. Получените корекционни коефициенти и коригираните стойности на субприрастите, изразяващи автономните изменения на съответните фактори (средната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица) са представени в приложението. След разлагането на субприрастта, изразяващ съвместното влияние на двата фактора се запазва общата тенденция на положително влияние на средната работна заплата и отрицателно - на средносписъчния брой на заетите лица върху фонда на работната заплата. Разликите, които се получават са само в стойностите, т.е. коригира се положителното влияние на средната работна заплата, което от 13004 млн. лева през 1996/95г. намалява на 12600 млн. лева и се увеличава стойностно отрицателното влияние на средносписъчния брой на заетите лица (за подпериода 1996/95г. от -468 млн. се увеличава на -482 млн. лева). Корекциите са в тази посока, защото субприрастта, изразяващ влиянието на двата фактора върху фонда на работната заплата има отрицателни стойности.

От направения индексен факторен анализ на фонд на работната заплата за обществения сектор могат да се направят следните изводи:

1. Фондът на работната заплата през анализирания период отбелязва тенденция на плавно нарастване (с изключение на подпериода 1997/96г.), потвърдена от двата анализа в мултипликативен и адитивен аспект

2. Положително влияние, т.е. в посока на увеличение оказва средната работна заплата.

3. Намалението на средносписъчния брой на заетите лица влияе отрицателно върху фонда на работната заплата.

2.2 Моделиране на връзката между

средната месечна работна заплата и средносписъчния

брой на заетите лица в обществения сектор

Работната заплата е част от брутния вътрешен продукт, разпределен за потребление между заетите лица в държавния, кооперативния и частния сектор. Поради липса на данни за частния сектор, анализа е извършен само за обществения, т.е. получените резултати не могат да се използват при анализиране на икономиката като цяло. За да се избегне влиянието на инфлацията средната месечна работна заплата е трансформирана в реална като за дефлатор е използван базисния индекс на потребителските цени:

Средна месечна работна заплата

Реална работна заплата = ----- .100

Базисен индекс на потребителските

цени

Регресионният анализ си поставя за цел определянето на вида на зависимостта между реалната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица. Наличието на тази връзка се основава на предположението, че при увеличаване на заетите лица в обществения сектор ще се намали реалната работна заплата, и обратно при увеличаване на работната заплата, броя на заетите лица ще намалее. Графично зависимостта между реалната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица в обществения сектор е представена на следната графика:

Корелационна зависимост между реалната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица в обществения сектор

При аналитичното съставяне на модела ще използваме еднофакторна линейна регресионна функция от вида:

Yi = b0 + b1Xi + Єi

Където:

Yi - реална работна заплата в обществения сектор;

Xi - средносписъчен брой на заетите лица в обществения сектор;

b0 и b1 - параметри на модела;

Єi - остатъчен компонент, който е нормално разпределен.

Уравнението на експериментирания праволинеен регресивен модел има вида:

Yi = -725,067 + 1,264 XI

Реални и изгладени стойности на работната заплата

Получените резултати са поместени в приложението. В първата таблица (табл.5) са показани стойностите на реалната работна заплата, нейните изгладени стойности и остатъчния компонент (Єi). Във втората таблица (табл.6) са изложени коефицентите на корелация и детерминация, оценките на параметрите и емпиричните стойности на F - критерия на Фишер и t - критерия на Стюдент.

Коефицентът на детерминация R2xy » 0,69 отразява, че приблизително 69% от изменението на реалната работна заплата са дължат на промените в средносписъчния брой на заетите лица, а 31% - на невключени в анализа фактори. Коефицентът на корелация Rxy = 0,83 показва, че съществува силна зависимост между измененията на разглежданите две променливи.

За определяне на границите, в които се изменя корелационния коефицент е необходимо да се намери стандартната грешка:

1

SZR = » 0,13

n - 3

Доверителният интервал се определя при вероятност за грешка P = 0,95. Тогава коефицентът за сигурност Z = 1,96. Максималната стохастична грешка DZR = Z. SZR = 0,25. На Ryx = 0,83 отговаря ZR » 1,19. Доверителният интервал е 1,44 0,94. За изчисляване на доверителния интервал на конкретния корелационен коефицент се прави трансформация на граничната стойност на ZR , в гранична стойност на Rxy. В случая корелационния коефицент, при вероятност за грешка Р = 0,95 ще бъде в границите от 0,735 до 0,894.

Статистическата значимост на получените Rxy се проверява чрез формулирането на нулевата (коефицента е статистически незначим) и алтернативната хипотези, като се прилага методът на Z - трансформацията:

Zемп = ZR n - 3 » 8,98

От таблиците за трансформация на коефицента на корелация при прието равнище на значимост се определя Zтеор. = 1,96.

Zемп. > Zтеор. - Н1 се приема, т.е. корелационния коефицент е статистически значим.

При проверката за статистическата значимост на регресионния модел се формулират следните изследователски хипотези:

Н0 - между явленията на съществува корелационна връзка или компонентите на експериментирания модел не могат да я представят;

Н1 - корелационна връзка съществува и експериментираният модел съдържа основните и компоненти.

Фиксираното равнище на значимост е a = 0,05. Емпиричната стойност на F е Fемп. = 127,26. Извличаме теоретияната стойност от таблицата на F - разпределението на Фишер:

F0,05;1;58 = 4,001

Следователно:

Fемп. > Fa;n1n2 или 127,26 > 4,001

С риск за грешка 5% може да се приеме Н1, че корелационна връзка съществува и тя се описва с представения модел.

Въз основа на резултатите от изследването и при Z = 1,96 (от таблицата на квантилите при Р = 0,95) се получават следните интервални оценки на параметрите b0 и b1 :

-211,7 b0 640,5

-0,11 b1 0,33

Определянето на статистическата значимост на параметрите на модела се извършва по t - критерия на Стюдент. За целта се формират хипотезите:

Н0 - проверяваната оценка на параметъра е статистически незначима, т.е. тя се дължи на дийствието на случайни фактори;

Н1 - оценката е статистически значима, т.е. тя се дължи на систематично действащи фактори и отразява реални взаимодействия между корелираните масови явления.

Формираният риск за грешка от първи род отново е a/2 = 0,025 (при двустранна критична област) и n = n - k степени на свобода (в случая 58).

Проверката е извършена поотделно за параметрите b0 и b1.

За b0 : tемп = - 3,335; t0,025;58 = 2,000

tемп > tтеор. - Н1 се приема

За b1 : tемп = 11,281; t0,025;58 = 2,000

temp > tтеор. - Н1 се приема

Следователно двата параметъра са статистически значими.

Параметърът b0 няма определен икономически смисъл, по- голям интерес представлява b1. Той показва на единица изменение в независимата променлива, с колко ще се измени зависимата в границите на изследвания период. Тъй като параметъра b1 е положителен това означава, че зависимостта е правопропорционална, т.е. с увеличението на средносписъчния брой на заетите с един човек, реалната работна заплата нараства с 1,264 лева. Предварително формулираното предположение за обратно пропорционална зависимост между двете явления не се потвърди, но се доказа правата зависимост между тях.

Цялостното статистическо изследване на еднофакторния регресионен модел на корелационната зависимост на реалната работна заплата и средносписъчния брой на заетите лица в обществения сектор, показа че:

1. Статистическите оценки на параметрите са надеждни и изразяват реално съществуващата корелационна връзка;

2. Построеният и експериментиран еднофакторен регресионен модел е статистически значим;

3. Параметрите на модела също са статистически значими, от което следва, че направените изводи за икономическото значение на b1 са реални.

Заключение

След провеждането на статистическия анализ на средната работна заплата се получиха следните резултати.

При индексния факторен анализ на фонда на работната заплата се установи, че влиянието на двата фактора е разнопосочно през целия изследван период. Резултативната величина има тенденция на нарастване, но единствено под влияние на нарастването на средната работна заплата в обществения сектор, отрицателното влияние на средносписъчния брой на заетите лица коригира донякъде положителното на първия фактор. При адитивния анализ се установи, че субприрастта на фонда на работната заплата под въздействието на двата фактора също е отрицателно.

Регресионният анализ на зависимостта между средносписъчния брой на заетите лица и реалната работна заплата (реалната работна заплата е получена чрез дефлиране на средната работна заплата с базисния индекс на потребителските цени) в обществения сектор на база месечни данни за периода 1993 - 1997г. показа че:

1. Статистическите оценки на параметрите на проучвания еднофакторен линеен регресионен модел са надеждни и изразяват реално съществуващи корелационни връзки.

2. Построеният и експериментиран модел, и параметрите му са статистически значими.

3. Отхвърли се предположението за наличие на обратна връзка между явленията, но се доказа, че съществува правопропорционална зависимост.

При иконимическото тълкуване на параметъра b1 стана ясно, че с увеличаването на средносписъчния брой на заетите лица с 1 човек, реалната работна заплата нараства с 1,264 лева.

Използвана литература:

1. Икономическа статистика - курс лекции

2. Радилов, Косева, Русев - “Въведение в статистиката”, Варна, 1996г.

3. Велев, Б. - “Инфлацията и паричните доходи на населението”, сп.”Икономическа мисъл”, бр. 8-9, 1994г.

4. “Основни макроикономически показатели”, НСИ, 1995г.

5. “Статистически справочник”, НСИ, 1995г. и 1997г.

Приложение:

1. Средна месечна работна заплата на заетите в обществения сектор - Таблица.1

2. Реална работна заплата в обществения сектор - Таблица. 2

3. Средногодишна работна заплата и средносписъчен брой на заетите лица в обществения сектор - Таблица. 3

4. Средносписъчен брой на заетите лица в обществения сектор по месеци за периода 1993-1997г. - Таблица. 4

5. Регресионен анализ при форма на връзка Y= a + bX - Таблица. 5 и Таблица. 6

6. Коригирани субприрасти на фонд работна заплата - Таблица. 7

1


 




уебсайт на изплащане     Referatite.info    
 

Copyright © 2014 Уеб дизайн от ВИБ Сълушънс ООД. Всички права запазени.
 

Връзки: бизнес каталог · Здравен Център · за реклама