Динамика численности занятого населения в республике Бурятии за 1992-2005 гг.

Таблица 1.

Год	Уровень занят. нас-я,%	Абс. прирост, у	Коэффициент роста	Темп роста,%	Темп прироста,%	Абс. знач-ие 1% при-роста
		б.	ц.	б.	ц.	б.	ц.	б.	ц.
1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005	66,99 65,03 61,38 57,1 52,12 46,61 44,62 53,58 53,4 48,96 51,92 51,12 50,82 53,87	- -1,96 -5,61 -9,89 -14,87 -20,38 -22,37 -13,41 -13,59 -18,03 -15,07 -15,87 -16,17 -13,12	- -1,96 -3,65 -4,28 -4,98 -5,51 -1,99 8,96 -0,18 -4,44 2,96 -0,80 -0,30 3,05	- 0,970 0,916 0,852 0,778 0,695 0,666 0,799 0,797 0,730 0,775 0,763 0,758 0,804	- 0,970 0,943 0,930 0,912 0,894 0,957 1, 200 0,996 0,916 1,061 0,984 0,994 1,060	- 97,0 91,6 85,2 77,8 69,5 66,6 79,9 79,7 73,0 77,5 76,3 75,8 80,4	- 97,0 94,3 93,0 91,2 89,4 95,7 120,0 99,6 91,6 106,1 98,4 99,4 106,0	- -2,92 -8,37 -14,76 -22, 19 -30,42 -33,39 -20,01 -20,28 -26,91 -22,49 -23,69 -24,13 -19,58	- -2,92 -5,61 -6,97 -8,72 -10,57 -4,26 20,08 -0,33 -8,31 6,04 -1,54 -0,58 6,00	- -0,020 -0,038 -0,046 -0,054 -0,061 -0,020 0,074 -0,001 -0,048 0,027 -0,008 -0,003 0,028
Итого	757,52	-	-13,12	-	-	-	-	-	-	-

Если в качестве примера брать базисный период, то мы видим, что уровень занятого населения не только увеличивался, но и уменьшался. А уменьшался он в 1993 до 1998 и в 2002 до 2004 годах. В остальные же годы наблюдается увеличение численности занятого населения. Так в 1993 г. наблюдается самый высокий уровень занятости по Республике Бурятия равный 1,96%. Самый низкий уровень занятости наблюдается в 1998 году, равный - 22,37%. Максимальное значение абсолютного прироста по базисной системе составило 8,96% в 1999г., минимальное - 5,51% в 1998 году. На 19,58% уровень занятости в 2005г. меньше, чем в 1992г.

Для изучения изменения показателя численности занятого населения можно использовать такие показатели динамики, как средний уровень ряда, средний абсолютный прирост, средний коэффициент роста, средний темп роста, средний темп прироста. Показатель занятости мы будем рассматривать целом по Республике Бурятия.

По данным таблицы 1 можно рассчитать среднегодовой уровень занятого населения за 1992 - 2005 гг. Он будет равен 54,1 тыс. чел., т.е. Yср = 757,52/14. Это означает, что за период 1992 - 2005 гг. ежегодно численность занятого населения составляла 54,1 тыс. чел.

Обобщающим показателем скорости изменения явления во времени является средний абсолютный прирост. Этот показатель также рассчитывается по данным таблицы 1. Он равен 1,009 тыс. чел., т.е. за период с 1992 - 2005 гг. в среднем абсолютный прирост численности населения составляет 1,009 тыс. чел.

Сводной обобщающей характеристикой интенсивности изменения уровней ряда динамики служит средний темп роста, показывающий, во сколько раз в среднем за единицу времени изменился уровень динамического ряда. Средний темп роста численности занятого населения за 1992 - 2005 гг. равен 0,996 или 99,6%. Это говорит о том, что за период 1992 - 2005 гг. в среднем ежегодно темп роста численности населения составляет 99,6%.

Средний темп прироста вычисляется на основании среднего темпа роста, уменьшенного на единицу, или 100%. Он равен - 0,4%, т.е. за период 1992 - 2005 гг. в среднем ежегодно темп прироста численности населения достигал - 0,4%.

Определение наличия тенденции средних и дисперсии на базе методов: метод проверки существенности разности средних.

Весь исходный ряд разбивается на две равные части, каждая часть рассматривается как самостоятельная независимая нормально распределенная выборочная совокупность. Предполагается, что если средние, вычисленные для каждой совокупности, существенно отличаются друг от друга, то ряд динамики имеет тенденцию средней. Если расхождения случайно незначимо и несущественно, то тенденции средней не существует.

Проверка на наличие тенденции в ряду динамики сводится к проверке гипотезы о равенстве средних двух нормально распределенных совокупностей: Н0:.

Проверка осуществляется на основе t-критерия Стьюдента. Расчетное значение определяется по формуле:

, где

Выдвигаем гипотезу Н0 об отсутствии тенденции, проверим это с помощью кумулятивного Т-критерия. Для удобства воспользуемся расчётной таблицей 2.

Таблица 2. Для расчёта характеристик S2 и Z2.

год	безработные-всего, тыс. чел.	S2	Z2
1992	66,99	165,89	165,89
1993	65,03	119,24	285,13
1994	61,38	52,85	337,98
1995	57,1	8,94	346,92
1996	52,12	3,96	350,89
1997	46,61	56,25	407,14
1998	44,62	90,06	497, 19
1999	53,58	0,28	497,48
2000	53,4	0,50	497,98
2001	48,96	26,52	524,50
2002	51,92	4,79	529,30
2003	51,12	8,94	538,24
2004	50,82	10,82	549,06
2005	53,87	0,05	549,12
итого	757,52	549,12	6076,88
среднее	54,11

= 11,06 =4,53

Табличное значение t-критерия Стьюдента для числа степеней свободы df=(n-2) =12 и вероятности 95% составляет 2,1788.

Tp >tтабл > гипотеза Н0 о равенстве средних отвергается, расхождение между средними существенно значимо и не случайно, то в ряде динамики существует тенденция средней и, следовательно в исходном временном ряду тенденция имеется.

Метод Фостера-Стюарта кроме определения наличия тенденции явления позволяет выявить основную тенденцию дисперсии уровней ряда динамики, что важно знать при анализе и прогнозировании экономических явлений.

1. Сравнивается каждый уровень ряда со всеми предыдущими, при этом

если уi >yi-1, то Ui=1; Li=0; при уi <yi-1, то Ui=0; Li=1;

Таблица 3.

год	Уровень занятости, %	Ui	Li
1992	66,99	0	0
1993	65,03	0	1
1994	61,38	0	1
1995	57,1	0	1
1996	52,12	0	1
1997	46,61	0	1
1998	44,62	0	1
1999	53,58	1	0
2000	53,4	0	1
2001	48,96	0	1
2002	51,92	1	0
2003	51,12	0	1
2004	50,82	0	1
2005	53,87	1	0

2. Вычисляются значения величин S и d:

S=?Si, где Si =Ui + Li

d=?di, где di =Ui - Li

Показатель S характеризует тенденцию изменения дисперсии ряда динамики, а показатель d - изменение тенденций в среднем.

S = 13, d = - 7

3. Проверяется с использованием t-критерия Стьюдента гипотеза о том, можно ли считать случайными разности S-µ и d-0:

ts = (13-4,636) /2,75 = 3,04

td = (-7 - 0) /1,49 = - 4,69

4. Сравниваются расчетные значения ts и td c табличными значениями. Если ts < tтабл и td < tтабл, то гипотеза об отсутствии тренда в средней и дисперсии подтверждается. Табличное значение tтабл для двустороннего критерия при уровне значимости 0,10 равно tтабл =1,761, т.е. tтабл > td, tтабл < ts > гипотеза об отсутствии тенденции в дисперсии показателя численности занятых отвергается, а в средней - подтверждается.

Определение наличия тенденции автокорреляции.

В рядах динамики экономических процессов между уровнями, особенно близко расположенными, существует взаимосвязь. Временное смещение L называется сдвигом, а само явление взаимосвязи - автокорреляцией. Автокорреляцию измеряют при помощи коэффициента автокорреляции. Формула коэффициента выглядит следующим образом:

, где

уя и уя+1-среднеквадратические отклонения рядов и соответственно.

Если значение последнего уровня (yn) ряда мало отличается от первого (y1), то сдвинутый ряд можно условно дополнить, принимая yn=y1. Тогда yt=yt+1 и значит формула коэффициента автокорреляции примет вид:

Таблица 3. Исходные данные и расчет необходимых величин.

год	Числ-сть занятых	Расчетные величины
	тыс. чел. (уt)	уровни со сдвигом (yt+1)	уt*уt+1	yt2
1992	66,99	65,03	4356,36	4487,66
1993	65,03	61,38	3991,54	4228,90
1994	61,38	57,1	3504,79	3767,50
1995	57,1	52,12	2976,05	3260,41
1996	52,12	46,61	2429,31	2716,49
1997	46,61	44,62	2079,73	2172,49
1998	44,62	53,58	2390,74	1990,94
1999	53,58	53,4	2861,17	2870,81
2000	53,4	48,96	2614,46	2851,56
2001	48,96	51,92	2542,00	2397,08
2002	51,92	51,12	2654,15	2695,68
2003	51,12	50,82	2597,91	2613,25
2004	50,82	53,87	2737,67	2582,67
2005	53,87	66,99	3608,75	2901,97
итого	757,52	757,52	41344,67	41537,45
средн	54,11		2953, 19	2966,96

ra =25,29/87,2=0,29

Приводим сопоставление полученного коэффициента автокорреляции с табличным значением при выборке n=14. При уровне значимости Р=0,05

ra табл =0,335.

Следовательно, ra факт > ra табл, что говорит о наличии автокорреляции в ряду динамики.

Критерий Дарбина - Уотсона.

Выдвигается гипотеза Н0 об отсутствии автокорреляции.

Таблица 4.

год	тыс. чел.	t	t2	yt	yt€	lt	Lt+1	Lt2	Lt+1-lt	(Lt+1-lt) 2
1992	66,99	-13	169	-870,87	60,35	6,64	5,64	44,08	-1,00	1
1993	65,03	-11	121	-715,33	59,39	5,64	2,95	31,80	-2,69	7,23
1994	61,38	-9	81	-552,42	58,43	2,95	-0,37	8,70	-3,32	11,02
1995	57,1	-7	49	-399,7	57,47	-0,37	-4,39	0,13	-4,02	16,16
1996	52,12	-5	25	-260,6	56,51	-4,39	-8,94	19,27	-4,55	20,70
1997	46,61	-3	9	-139,83	55,55	-8,94	-9,97	79,92	-1,03	1,06
1998	44,62	-1	1	-44,62	54,59	-9,97	-0,05	99,40	9,92	98,04
1999	53,58	1	1	53,58	53,63	-0,05	0,73	0,0025	0,78	0,60
2000	53,4	3	9	160,2	52,67	0,73	-2,75	0,53	-3,48	12,11
2001	48,96	5	25	244,8	51,71	-2,75	1,17	7,56	3,92	15,36
2002	51,92	7	49	363,44	50,75	1,17	1,33	1,36	0,16	0,02
2003	51,12	9	81	460,08	49,79	1,33	1,99	1,76	0,66	0,43
2004	50,82	11	121	559,02	48,83	1,99	6,00	3,96	4,01	16,08
2005	53,87	13	169	700,1	47,87	6,00	-	36	-	-
итого	757,52	-	910	-441,94	-	-	-	213,17	-	297,45

Величина критерия Дарбина - Уотсона d = 297,45/213,17 = 1,39

dL =1,08

dU =1,36

Расчитанное значение попадает в отрезок от dU до 4-dU. Следовательно, нет оснований отклонять гипотезу Н0 об отсутствии автокорреляции в остатках.

После того как установлено наличие тенденции в ряду динамики, производится ее описание с помощью методов сглаживания.

2.2. Выявление основной тенденции. Аналитическое выравнивание. Метод скользящей средней

Сглаживание ряда динамики с помощью скользящей средней заключается в том, что вычисляется средний уровень из определенного числа первых по порядку уровней ряда, затем - средний уровень из такого же числа уровней начиная со второго, далее - начиная с третьего и т.д. Определяем интервал сглаживания, т.е. число входящих в него уровней m = 4. Затем находим центрированные скользящие средние, для чего найдем средние значения из 2 последовательных скользящих средних. Потом найдем оценки сезонной компоненты как разность между фактическими уровнями ряда и центрированными скользящими средними. Используем эти оценки для расчета значений сезонной компоненты S.

Таблица 5. Расчет оценок сезонной компоненты.

год	Числ-ть занятых, тыс. чел.	Скольз. Средняя	Центр. Скол. сред	Оценка сезон комп S
1994	61,38	-	-	-
1995	57,1	54,30	-	-
1996	52,12	50,11	52,21	-0,09
1997	46,61	49,23	49,67	-3,06
1998	44,62	49,55	49,39	-4,77
1999	53,58	50,14	49,85	3,73
2000	53,4	51,97	51,05	2,35
2001	48,96	51,35	51,66	-2,70
2002	51,92	50,71	51,03	0,89
2003	51,12	51,93	51,32	-0, 20
2004	50,82	-	-	-
2005	53,87	-	-	-



Рис.1 Динамика численности занятого населения за 1992 - 2005 гг.

Скользящая средняя дает более или менее плавное изменение уровней.

На графике не проявляется сильно выраженный недостаток скользящих средних. Но, в начале и в конце динамического ряда отсутствуют данные, из-за чего становится не совсем ясна закономерность. Это и является минусом данного, наиболее простого из всех остальных метода. Для более точного анализа использую метод аналитического выравнивания.

Метод аналитического выравнивания и определение параметров.

Аналитическое выравнивание ряда динамики имеет задачу найти плановую линию развития (тренд) данного явления, характеризующую основную тенденцию её динамики.

Выбор уравнения тренда. Для отображения основной тенденции развития явления применяются полиномы разной степени.

Рис 2. Динамика занятости населения.

На рисунке 2 видно, что по данному ряду фактически стабильными являются приросты абсолютных приростов и тренд может быть выражен параболой второй степени:

У = a + b*t + c*t2,

расчет которого представлен в таблице:

Таблица 6. Расчет параметров тренда.

год	у	t	t2	t3	t4	yt	yt2
1992	66,99	1	1	1	1	66,99	66,99
1993	65,03	2	4	8	16	130,06	260,12
1994	61,38	3	9	27	81	184,14	552,42
1995	57,1	4	16	64	256	228,4	913,6
1996	52,12	5	25	125	625	260,6	1303
1997	46,61	6	36	216	1296	279,66	1677,96
1998	44,62	7	49	343	2401	312,34	2186,38
1999	53,58	8	64	512	4096	428,64	3429,12
2000	53,4	9	81	729	6561	480,6	4325,4
2001	48,96	10	100	1000	10000	489,6	4896
2002	51,92	11	121	1331	14641	571,12	6282,32
2003	51,12	12	144	1728	20736	613,44	7361,28
2004	50,82	13	169	2197	28561	660,66	8588,58
2005	53,87	14	196	2744	38416	754,18	10558,52
итого	757,52	105	1015	11025	127687	5460,43	52401,69

Система нормальных уравнений для расчета параметров параболы второй степени составит:

na + b t + c t2 = y

a t + b t2 +c t3 = yt

a t2 + b t3 + c t 4 = yt2

Исходя из итоговой строки табл.5, система предстанет в виде:

14a+105b+1015c = 757,52

105a+1015b+11025c = 5460,43

1015a+11025b+127687c = 52401,69

Решив систему уравнений, получим параметры уравнения тренда:

a = 72,33: b = - 5,07: c = 0,27

Соответственно уравнение тренда составит:

У= 0,27t2-5,07t+72,33

Оценим параметры уравнения на типичность. Для расчёта используем следующие формулы:

где, S2 - остаточная уточнённая дисперсия;

mа, mв,m c - ошибки по параметрам.

После подстановки значений получились следующие данные:

S2 = 118,26/12 = 9,85

mа = 3,14/3,74 = 0,839

mв = 9,85 /227,5 = 0,04

m r = 0,27

Оценим значимость параметров модели по критерию Стьюдента. Предположим, что параметры и коэффициент корреляции стат. значимы. Для расчёта использую следующие формулы:

где, ta, tb - расчётное значение t-критерия Стьюдента для параметров.

После подстановки данных в формулы получил следующие значения:

ta = 72,33/0,839 = 86,2

tb = - 5,07/0,4 = - 12,67

t с = 0,27/0,4 = 0,675

tрасчётное = ta + tb + t с = 74,2

Сравним полученное значение t-критерия Стьюдента (расчётное) с табличным t-критерием Стьюдента. tтабличное при Р =0,05 (уровень значимости) и числе степеней свободы (n-2) = 2,1788. Так как tрасчётное > tтабличное, то параметры уравнения типичны (значимы) и данное уравнение используется в дальнейших расчетах.

Оценим уравнение в целом по критерию Фишера, выдвигаем гипотезу Н0 о том, что коэффициент регрессии равен нулю.

Fф=Dфакт/Dост=449,72/9,85=45,6

FT(v1=1; v2=12) =4,75.

Поскольку Fф > FT при 5% -ном уровне значимости гипотеза Н0 отвергается, уравнение в целом стат. значимо. Коэффициент детерминации здесь составляет 0,632. Следовательно, уравнением регрессии объясняется 63,2% дисперсии результативного признака, а на долю прочих факторов приходится 36,8% её дисперсии (т.е. остаточная дисперсия).

Прогнозирование занятости населения. Метод экспоненциальных средних

Рассмотренный метод прогнозирования относится к классу адаптивных методов. Слово «адаптация» означает приспособление к условиям существования. Применительно к прогнозированию процесс адаптации состоит в том, что при прогнозе на период t учитывается ошибка предыдущего прогноза, т.е. каждый новый прогноз St получается в результате корректировки предыдущего прогноза с учетом его ошибки.

Экспоненциальное сглаживание - широко распространенный метод прогнозирования из-за легкости вычисления. При использовании экспоненциальных средних в прогнозировании каждый новый прогноз основывается на предыдущем прогнозе:

Иными словами, прогноз на следующий период равен:

Этот метод прогнозирования провели в STATISTIKA 5.5.

Таблица 7. Экспоненциальное сглаживание 1.

Exp. smoothing: S0=19,76 T0=19,08 (new1. sta)

Damped trend, no season; Alpha=,100 Gamma=,100 Phi=,100



	Уровень занятости	Сглаженный ряд	остатки
1992	66,99	66,00272	0,987275
1993	65,03	65,03	0
1994	61,38	63,12735	-1,74735
1995	57,1	59,58414	-2,48414
1996	52,12	55,42936	-3,30936
1997	46,61	50,59507	-3,98507
1998	44,62	45,24628	-0,62628
1999	53,58	43,3145	10,2655
2000	53,4	52,01235	1,387649
2001	48,96	51,83762	-2,87762
2002	51,92	47,52752	4,392476
2003	51,12	50,40092	0,71908
2004	50,82	49,62433	1, 195674
2005	53,87	49,3331	4,536897
2006		52,29387

По результатам вычислений получили, что прогнозируемый ряд уровня занятости на 2006 год составил 52,29%. Следовательно, уровень занятости по Республике Бурятия в 2006 г. уменьшится по сравнению с 2005 г. на 1,58%.

Построим график экспоненциального сглаживания на 2006 г.

Рис. 3.

С учетом прогноза на 2006г. вычислим экспоненциальное сглаживание на 2007г.

Таблица 8. Экспоненциальное сглаживание 2. Exp. smoothing: S0=19,76 T0=19,08 (new1. sta) Damped trend, no season; Alpha=,100 Gamma=,100 Phi=,100

	Уровень занятости	Сглаженный ряд	остатки
1992	66,99	66,00272	0,987275
1993	65,03	65,03	0
1994	61,38	63,12735	-1,74735
1995	57,1	59,58414	-2,48414
1996	52,12	55,42936	-3,30936
1997	46,61	50,59507	-3,98507
1998	44,62	45,24628	-0,62628
1999	53,58	43,3145	10,2655
2000	53,4	52,01235	1,387649
2001	48,96	51,83762	-2,87762
2002	51,92	47,52752	4,392476
2003	51,12	50,40092	0,71908
2004	50,82	49,62433	1, 195674
2005	53,87	49,3331	4,536897
2006		52,29387
2007		50,76385

По результатам вычислений получили, что прогнозируемый ряд уровня занятости равен 50,76%. Это говорит о том, что уровень занятости по Республике Бурятия в 2007г. по сравнению с 2005 г. будет меньше на 3,11%, а с 2006г. на 1,53%. Вывод: уровень занятости по Республике Бурятия по данным исследованиям с каждым годом будет уменьшаться в среднем на 1,5%.

Метод экстраполяции тренда.

Ранее по аналитическому выравниванию нашли уравнение параболы второй степени: у =72,33 - 5,07t + 0,27t2

Сделаем прогноз на 2006г., примем t=8, т. к. нумерация дат определена с середины ряда, т.е. ?t=0.

уp=72,33 - 5,07*8 +0,27*64 = 49,05 - прогноз на 2006г.

Определим доверительный интервал прогноза, в основе которого лежит показатель колеблемости уровней ряда. Колеблемость уровней ряда определяется по формуле: Sy =

Sy=4,83

Интервал определяется с помощью ошибки прогноза Sp= Sy*Q, где Q - поправочный коэффициент, учитывающий период упреждения.

Q= = 1,27

Тогда ошибка прогноза: Sp=4,83*1,27=6,13

Соответственно доверительный интервал прогноза составит: уp+t*Sp, где t-табличное значение t-критерия Стьюдента. При Ь=0,05 и числе степеней свободы n-3= 11 t=2, 2010.

уp+2, 2010*6,13 или 49,05 + 13,49, т.е.35,56 < уp < 62,54

Значит, прогнозная величина находится в данном интервале.

Вывод: По результатам прогнозирования методом экстраполяции тренда можно сказать, что уровень занятости населения в Республике Бурятия в 2006 г. уменьшится на 4,82% и составит 49, 05%. При расчете прогноза методом экспоненциальных средних получили, что уровень занятости будет уменьшаться в среднем на 3,11% и составит в 2006г. - 52,29%, а в 2007г. - 50,76. Следовательно, получили приблизительно одинаковый прогноз уровня занятости населения Республики Бурятия.

Заключение

В данной работе сделана попытка, дать анализ как научно-теоретического, так и практического аспекта деятельности такого составного элемента рыночной экономики, как рынок труда. Очевидно, что из-за чрезмерной обширности данной темы невозможно подробно рассмотреть в одной работе все стороны этой проблемы. Однако, исходя из всего вышесказанного, можно сделать некоторые выводы, обобщая анализ каждого из рассмотренных вопросов.

Итак, теперь можно уже с уверенностью говорить о том, что рынок труда это не только отношения между наемными работниками как субъектами предложения труда и предпринимателями как субъектами спроса, возникающие по поводу купли-продажи этого труда. Ведь рынок труда испытывает колоссальное влияние со стороны различных субъектов трудовых отношений: это и профсоюзы, отстаивающие интересы наемных работников, и государство, поддерживающее интересы, как работников, так и работодателей посредством специализированных организаций и законодательного регулирования трудовых отношений, и предпринимательские объединения, создающиеся в противовес профсоюзам.

Человек, потерявший работу и готовый к ней приступить вновь, безусловно, имеет право на содействие в трудоустройстве и переквалификации, ему должна быть предоставлена необходимая материальная помощь. Это аксиома рынка труда.

Рынок труда является фундаментом рыночной экономики. Он диктует свои законы. Эти законы достаточно просты. Они гласят, что заработная плата должна быть не ниже прожиточного минимума, что работающие по найму должны иметь нормальную продолжительность рабочего времени, что тот, кто оказался среди вынуждено безработных, должен получить трудовую и материальную помощь. Законы рынка труда действуют на уровне здравого смысла, опираясь на них, человек может добиться в жизни того, на что он действительно способен, не полагаясь особо на государство. Если законы рынка труда действуют в полной мере и трудовое законодательство отвечает их требованиям, а экономика дает материальное обеспечение рабочей силе в виде разнообразных рынков товаров и услуг, общество идет по пути к процветанию. Даже содержание нетрудоспособных и безработных не представляется ему в тягость: эффективное хозяйство, основанное на свободном и заинтересованном труде позволяет содержать освобожденных от труда, предоставлять им необходимую поддержку. Для общества экономически выгоднее и нравственно честнее поступать таким образом, чем принуждать к делу без надобности каждого ради всеобщей занятости. Не желающий или не способный работать по объективным причинам не должен мешать трудящимся, что естественно вытекает из законов рынка труда.

В данной курсовой работе были рассмотрены теоретические аспекты статистического анализа занятости, осуществлен статистический анализ и рассчитан прогноз занятости населения по Республике Бурятия. По результатам прогнозирования можно сделать вывод о том, что уровень занятости в ближайшие годы будет уменьшаться. Это связано с низким спросом на рабочую силу, что приводит к росту безработицы, спадом производства в промышленности, агропромышленном комплексе и др. Прогнозируемый процент уменьшения уровня занятости населения Республики Бурятия равен 1,5.

Список использованной литературы

Дикарева А.А., Мирская М.И. «Социология труда», 1999г.

В.М. Гусаров «Теория статистики», Москва, Издательское объединение «ЮНИТИ», 2003г.

Винокурова М.А., Горелова Н.А. «Экономика труда», 2004г.

Общая теория статистики. / Под редакцией Башиной О.Э., Спирина А.А. - Москва: Финасы и статистика, 2003.

Рынок труда и доходы населения. / Под редакцией Волгина Н.А. - Москва: 2004.

Старовойтова Л.И. «Занятость населения, и ее регулирование», 2005г.

Экономика. Демография. Статистика. / Под редакцией Аперьян Е.Г. - Москва, Издательство «Наука», 2004г.

Гурьев В.И. «Основы социальной статистики», 1999г.

Васильева Т.П., Елисеева И.И. «Социальная статистика», 1997г.

Генкин Б.М. «Экономика и социология труда», 2001г.

Шмойлова Р.А. «Теория статистики», М.: Финансы и статистика, 2004г.

Ефимова. М.Р. «Общая теория статистики», М.: Инфра, 2002г.

Журнал «Вопросы статистики», 6/2007 г., 5/2007г., 8/2007г.

Громыко Г.Л. Теория статистики, М.: Статистика, 2000г.

Елисеева И.И. Практукам по эконометрике, М.: «Финансы и статистика», 2007 г.

Приложение

Численность экономически активного населения по Республике Бурятия.

	Уровень экономической активности, процентов	Уровень занятости, процентов	Уровень безработицы, процентов
Всего
1992	71,09	66,99	5,77
1993	69,12	65,03	5,92
1994	68,07	61,38	9,82
1995	65,39	57,1	12,69
1996	61,25	52,12	14,9
1997	59,78	46,61	22,04
1998	57,38	44,62	22,24
1999	65,09	53,58	17,68
2000	66,01	53,4	19,1
2001	59,98	48,96	18,37
2002	61,38	51,92	15,41
2003	61,53	51,12	16,93
2004	60,01	50,82	15,32
2005	61,18	53,87	11,95