CC BY
247
УДК 656.2:[330.322.012+349.232]: [303.723.039.3::303.724.32.039]
ВПЛИВ МАКРОЕКОНОМ1ЧНИХ ЧИННИК1В НА ЗАРОБ1ТНУ ПЛАТУ ПРАЦ1ВНИК1В ЗАЛ1ЗНИЧНОГО ТРАНСПОРТУ: стохастичний зв'язок
Шкулта Л.В., асшрант (НАСОА)
Стаття присвячена аналiзу проблем низькоЧ оплати пращ пращвникам зctлiзничного транспорту та можливих перспектив и тдвищення з урахуванням змт макроекономiчних чинниюв. Проведено кореляцтно-регресшний аналiз впливу зовтштх факторiв та побудовано регрестт рiвняння, яю доводять присуттсть стохастичного зв 'язку мiж до^джуваними факторами.
Ключовi слова.: безробття, тфлящя, ВВП, мтшалъна заробтна плата, середнъомкячна заробтна плата, працвник зажзничного транспорту, корелящйно-регресшний анажз.
Постановка проблеми та и зв'язок з науковими та практичными завданнями. На
тдприемствах залiзничного транспорту в умовах сучасного складного фшансового стану неодноразово шдшмаються питання щодо скорочення чисельносп працюючих,
кардинального зниження експлуатацшних витрат за рахунок економп ФОП та витрат на сощальш потреби. Головною причиною таких труднощiв е кризовий стан у вантажоутворюючих галузях народного господарства, зокрема, добувно! та обробно! промисловостi, сшьського господарства, як1 призводять до зменшення вантажообiгу на всiх видах транспорту. Як наслщок, квалiфiкованi працiвники залiзничного транспорту змушенi шукати заробiткiв за межами свое! компетенцп (на шших приватних пiдприемствах), а заробiтна плата, як основний ниш матерiальний мотив до пращ, позбаваляе пращвнишв задоволення духовних, соцiальних та трудових потреб.
Практика доводить, що без досягнення пдно! оплати працi жодна винагорода, премiя чи соцiальна пiльга не врятуе ситуацiю, що склалася на залiзничному транспортi.
Для того, щоб дослiдити обумовленiсть iснуючого рiвня заробггно! плати на пiдприемствах залiзничного транспорту, варто використовувати статистичш методи вимiрювання взаемозв'язк1в i причинних залежностей мiж результативними та факторними показниками [1, с. 132].
Погодимося, що «статистична методолопя - це найкраще, що е в напрацьованому за тисячолiття шструментарп людства у намаганнi з'ясувати iстину щодо суспшьних феномешв» [2, с. 243].
Анал1з основних до^дженъ та публшацш. В науковш лiтературi наявно багато дослщжень, присвячених аналiзу впливу факторiв на рiвень заробггао! плати. Методолопчш аспекти взаемозв'язку мiж чинниками, що впливають на !! рiвень знайшли свое вiдображення в наукових працях С. Агнарсона [3], П. Самуельсона [4], А. Файоля [5], Г.Форда [6]. Серед укра!нських вчених-економiстiв, що дослщжують данi питання в сучасних умовах, можна видiлити таких, як М.О. Ажнюк, А.1. Акмаев, Д.П.Богиня, В.М. Василенко,
М.Д. Ведерников, М.В. Довбенко, В.В. Дружинша, А.М. Колот, С.В. Мочерний, О.С. Передрш, О.1. Чорноус та iн. [7-12].
У транспортнш сферi значний вклад зробили росшсьш науковцi I. Лак1н, Д. Катцин, провiвши оцiнку показник1в яшсно1 дiяльностi методом кореляцiйного аналiзу. Украшський професор П.О. Яновський також використав кореляцшний аналiз для дослiдження впливу соцiально-економiчних факторiв на обсяги пасажирських перевезень [13]. Свропейсьш вченi А. Полщоропулу, М. Бейкер, М. Бен-Ашва та вiтчизнянi Ю.О. Давидич, Д.П. Понкратов для виокремлення вагомих факторiв впливу на розвиток транспорту застосували методи ранжування й конкордацп. Вплив економiчних факторiв на ефектившсть галузевих пенсiйних програм розкрила у сво1х працях О. Шуть [14].
Невиршет частини загальног проблеми. Розгляд вказаних праць та неможливiсть керування розвитком явищ без знань взаемних зв'язк1в м1ж ними спрямовуе до пошуку цих зв'язк1в iз рiвнем заробiтноï плати на пiдприемствах залiзничного транспорту кореляцiйно-регресiйним методом. Адже саме кореляцшно-регресшний метод в змозi надати повну оцiнку та прогноз рiвня заробiтноï плати в галузi, осшльки головна задача кореляцiйного аналiзу полягае у встановленш змiни величини результативноï ознаки пiд впливом одного чи дешлькох факторних, а регресiйного -визначити форму зв'язку (вид рiвняння), який характеризуе к1льк1сне спiввiдношення мiж цими величинами [15, с. 344]. Це пояснюе причину обраноï методики дослщження, мету cmammi -встановлення причинно-наслiдкових зв'язк1в м1ж рiвнем заробiтноï плати працiвникiв залiзничного транспорту та зовшшшми факторними ознаками, i повнощнне 1'х iснування в практичнiй дiяльностi залiзниць.
Виклад основного маmерiалу
до^дження. Заробггна плата, як i будь-яке явище, мае кругообiг залежностей: екстра- та iнтрозв'язок [16, с. 89]. В останньому випадку мають мюце попит, пропозицiя на робочу силу, щни, галузь, в як1й працюе працiвник, держава, умови працi, нащональш ввдмшносп в економiцi
© Шкушпа Л В В1сник економ1ки транспорту i промисловост1 № 41, 2013
267
тощо. В даному дослщженш галузевi особливостi поеднуються i3 державними i складають найсутгeвiшi фактори, яш мають неповний, iмовiрнiсний взаемозв'язок i3 середньомiсячним рiвнем заробгтно! плати пращвнишв галузi. Зокрема, слiд видiлити ргвень ВВП, який мае суттевий вплив на пасажирськ перевезення [13]; ргвень мШмальног заробтног плати, який визначае ropir доходносп населення, а отже впливае на 1хню матеpiальну можливють здiйснювати по1здки; ргвень iнфляци, який впливае на життевий piвень населення i заpобiтну плату; безробття, яке визначае сощальну полггику держави.
Такий аналiз допоможе виявити на сшльки е залежним piвень середньомюячно! заробгтно!
BuxidHi daHi для коре
плати на залiзничному транспортi вщ макроекономiчних чинник1в кра!ни.
Першою умовою для проведения аналiзу залежностi середньомюячно! заробгтно! плати працiвникiв залiзничного транспорту вщ зовнiшнiх факторних ознак е формування кореляцшно! моделi залежностi.
Для цього на пiдставi даних 72 звтв шести залiзниць (репрезентативна вибiрка) та статистичних щорiчникiв Укра!ни вщ 2001 по 2012 рiк про зм^ рiвия середньомюячно! заробгтно! плати пращвнишв залiзничного транспорту зiбрано даш про вiдповiдну динамiку макроекономiчних фага^в (табл. 1).
Таблиця 1
гцшно-регреайного анализу
Роки Зовншт Ьактори Середньомiсячна заробтна плата працiвнuкiв залгзничного транспорту, грн.
Рiвень безробття, % Ж Л ж .0 н е £ Рiвень ВВП, % 0 S" i1 1 .! . ic о ж 1 1 & ж ^ нео S5 ^
2001 4,2 106,1 109,9 140 539,4
2002 3,8 99,4 105,1 165 554,4
2003 3,6 108,2 108 205 831,6
2004 3,5 112,3 115,1 237 997,5
2005 3,1 110,3 124,5 332 1163,5
2006 3,8 111,6 114,8 400 1470,8
2007 2,3 116,6 122,7 460 1845,4
2008 3 122,3 128,6 605 2441,6
2009 1,9 112,3 113 744 2487
2010 2 109,1 117,2 922 2847
2011 1,8 104,6 122,4 1004 3285
2012 1,6 99,6 121,1 1134 3764,3
Всього 34,6 1402,4 1312 6348 22 228,4
Середне значення 2,88 109,4 116,9 529 1852,4
На пiдставi вихiдних даних (табл. 1) за допомогою вщомого пакету «Аналiз даних» програмного забезпечення MS Excel побудовано наступну чотирифакторну модель залежностi:
У = -2221,74 + 23,56*!+ 8,89х2 +12,07;е3+ЗД2;г4.(1)
де Х1 - р1вень безробгггя, %; Х^, ~ Р'вснь ВВП, %; х2 - р1вень i н(|)ляц11. %; Я'^ - р1вень мшмалыю! заробгтно! плати, грн.; Y - сеpедньомiсячна заpобiтна плата пращвника залiзничного транспорту, грн.
За шкалою Чеддона отриманий коефiцiент кореляцп'й = о,9958 сввдчить про ¡снування
щiльного зв'язку, головною перешкодою якого е мультиколiнеарнiсть (залежиiсть факторiв один вiд одного), характерна для таких видiв багатофакторного регресiйного аналiзу.
Вiдомо, що мультиколiнеранiсть здатна не лише завищити коефiцiент кореляцп, а й визвати нестшшсть, iнколи неможливють, проведення оцiнок коефiцiентiв регресп [17]. Тому, з метою уникнення викривлення результатiв аналiзу та зменшення похибки коефiцiентiв регресп будуеться матриця парних коефщенпв кореляцп R мiж факторами на !х взаемообумовленiсть (табл. 2).
Таблиця 2
Матриця парних коефiцieнтiв кореляцН R
У Х± *2 *3
1,00 -0,91 0,59 -0,02 0,99
1,00 0,51 0,51 0,59
0,51 1,00 -0,13 -0,02
0,51 -0,13 1,00 0,99
0,59 -0,02 0,99 1,00
Джерело: складено автором за допомогою шструменту МБ Ехсе1 «Кореляця»
Аналiз матриц парних коефщенпв кореляцН (табл. 1) показуе, що результативный показник найбшын щшьно пов'язаний з показником ж4 - р1вень мМмально! заробггао! плати (г _ @ 99), менш
пцльно '!и 1 - р1внем безробптя = —0,91)- а 3 ^з - р1внем шфляцп ^ = —0^02} " зв'язок взагал1 ввдсуттй
Зв'язок м1ж ознаками-аргументами: (>34 = 0.99) та х*(г43 = 0,99) свадчать про наявнiсть в отриманш моделi мультиколiнеарностi, а
(-2,39) (0,22) ' " (1,06)
тому за правилом кореляцшного аналiзу деяк1 фактори потребують виключення iз моделi.
Для того, щоб визначити, як1 фактори необидно виключити, дослвдимо негативний вплив мультиколiнеарностi на отриману регресшну модель (1):
В дужках вказаш £ оз - розрахунюш значения t -критер1я для перевiрки гшотези про значимють коефщента регресп Д, = (]• ) = 1. 2, 3, 4. Критичне значения £ирит знайдено по таблищ Ь
розподшу при р1вш значимосп ОТ = Ог1 та числа ступеня свободи у = 7- 1з р1вняння сладуе, що статистично значимим являеться коефiцieит регреси
тшьки при % так як |(4| = ю,46 > (крит = 1,89 [18]. Таким чином, отримане рiвняння регреси
неприйнятне одночасно з факторами %2 та ЗС3. Тому, остаточно отримуемо однофакторну модель залежносп мгж середньомюячною заробiтною
2 (1,51) (10,46) платою прац1вник1в залiзничного транспорту мЫмальним р1внем оплати прац1 в кршт:
та
= 7.01,? +3,1
(2)
(2,25) (21,9) де при р1вш значимосп а — ОД та числа ступеня свободи V = 10
1^1 = 21,9 > ?крнт = 1,81 [18] шдгверджуе статистичну значимiсть коефiцiента регреси, а при а = 0,05 . V! = 1. у2 = 10 виконуеться умова:
Ррозр = 479,7 > = 4,96- тобто
щдтверджуеться гипотеза про присуттсть зв'язку м1ж досл1джуваними показниками (рис. 1).
п о В Я
Н Г х
О Я С
я" ^
м
я а 2
«и ¡а
& 6 Й
•Я Я ™
£ н ф "Я-
О
:?оо
1500
500
Ф
Г ^ ^
МшЫялыт мробггнп платя, гри.
—Прогжиовшсзначення У -Линаиая (Фактнчне чначсння У)
Рис. 1. Залежнкть мiж середньою заробiтною платою .залгзничниюв та рiвнем мтшальноИ
оплати працi по крат
Перевiрка середньомюячнох заробггно1 плати залiзничника на
(Ук = 201,89+3,12' 529 = 1852,37} доводить, що 287,7 грн. (+7,6%), а отриманий коефщент
отримане значения вщюввдае середньому р1вню детермшацп - р1вень мшмально! заробтю! плати
середньомкячнох заробгтно1 плати працiвникiв является одним iз основних ^тор^ шд якого
залiзничного транспорту (табл. 1). прямолшшно залежитъ середня заробiтна плата
Рiвняння регресп (рис. 1) свщчить, що працiвникiв залiзничного транспорту (рис. 2). тдвищення мшмальнох заробггно1 плати на 100
грн.
(+8,9%)
забезпечуе
тдвищення
Рис. 2. Взаемозв 'язок м1ж ргвнем середньом1сячно'1 заробтног плати працгвниюв залгзничного транспорту Украши та ргвнем мШмальног заробтног плати в крат за 2001-2012 рр.
Отже, отриману модель залежносп можна використовувати для прогнозування заробггно1 плати пращвниюв залзничного транспорту в залежносп в!д розмiру мшшальнох заробггно1 плати по краМ. Так, якщо Законом Украши «Про Державний бюджет Украши на 2013 рш», ухваленим Верховною Радою 6.12.12р., встановлено такi розмiри мшшальнох заробгтно1 плати на 2013 рiк: з 01.01. - 1147 грн. (+1,15%), з 01.012. - 1218 грн. (+7,4%) [19], то суттевих змш у заробггнш плат працiвникiв залiзничного транспорту в 2013р. не слад очшувати. Розрахунок дозволяе припустити, що така змiна в мiнiмалъному розмiрi заробхтнох плати призведе до змши середньомюячнох заробггно1 плати на залзничнш галузi в межах вщ 3780,53 грн. до 4002,05 грн., що не досягае середнього рiвня заробггно1 плати у великих мiстах Украши (4300 грн. на тепершнш час, надат, зрозумшо, вiн також буде щдвишуватися).
Крiм цъого, практика доводить про можливють компенсаци виявлено1 незадоволеносп пращвниюв залiзничного транспорту сво1м р1внем заробггно1 плати [20] 50% надбавкою до зарплати, яка була впроваджена урядом Ю.В. Тимошенко в 2008 р. для пращвниюв галузi по м. Киеву.
Якщо використати регресiйне рiвняння для сучасно1 ситуаци, то для реатзацд тако1 надбавки р1венъ мшшальнох заробижи плати по крагт повинен становити: х = 3764,3 'Б0% - 201,89 = 1608 грн. (аб°
3,12
+41,78%), який з урахуванням юнуючих темп1в його тдвищення можливий лише через 5-6 роюв: (1608 -
1134)/90,4 (середнш темп зростання р1вня мшшальнох зарплати за 12 роив).
Дослщивши найбшьш впливовий фактор на результативний показник - мшшальний р1венъ заробггно1 плати - отримане ратше р!вняння регреси (1) набувае насгупного вигляду:
У = 2328,5 - 927,1^ + 39ж2 - 21,6х3, (3)
(0,74) (-4,62) (1,31) (-0,773)
де жоден коефщенпв регреси не е статистично значимим (не виконуються умови
> Ч„т = 1^6 [18]). Не шдааються еконотчнт !нтерпретащ1 ввд'емт знаки коефщенпв регресй при Х^ та п чого випливае, що
тдвищення р1вня безробгггя (Х-^) та р1вня шфляци (Жд) негативно вцхзначаються на оплата пращ
зал1зничниюв. Тому, виключивши фактори Х^ та Х^, отримуемо однофакторну модель залежносп м1ж р1внем ВВП та середтм заробггком пращвниюв зал!зничного транспорту (рис. 3):
¥х = - 8726,85 + 90,52х2 (4)
(-1,91) (2,32)
де умова = 2,32 > Г[;рит = 1,81 пщгверджуе статистичну значимють коефщенга регреси, а ?розр = 5,39 > = 4,96 " ппотезу про присуттсть зв'язку м1ж дослвджуваними показниками
Рис. 3 - Кореляцшне поле залежност1 середньомгсячног заробтног плати працгвниюв зал1знично1
галуз1 вгд ргвня ВВП
Перевiрка
(Уж = -8726,8+ 90,524' 116,87 = 1852,7) доводить, що отримане значения вщповщае середньому рiвню середньомюячно1 заробггаох плати пращвнишв залiзничного транспорту. А рiвняння регресп (рис. 3) свiдчить, що тдвищення рiвня ВВП на 1% призведе до пiдвищення середньомюячно1 заробггаох плати залiзничника в середньому на 109,62 грн. (або +4,9%), а якщо врахувати середнiй темп зростання ВВП за 20012012 рр. (+1,01%), то можна спрогнозувати через три роки змши в динамiцi заробггно! плати працiвникiв залiзничного транспорту в середньому на 328,86 грн. (або до рiвня 4093,16 грн.).
Таким чином, виключивши iз рiвияния
регресп (1) два фактори (Х2 - р1вень ВВП, та Х4 -рiвень мшмально1 заробггао1 плати), слабо обумовлений зв'язок мiж якими доведено перевiркою на мультиколiнеарнiсть, економiчна модель набувае наступного вигляду: -4 ООО
Г = 4906,01 - 1090,3.1- - (Шл3, (5)
(1,93) (-6,67) (0,04) Аналопчшсть розрахунк1в значення t -критер1я (а = 0,1 та у = 9) показують невиконання умови ¡-^ > = 1,8331 [18], а тому доводить статистичну незначимiсть коефiцiентiв регресп. 1х вщ'емне значення при Х^ означае негативне
вщображення тдвищення р1вня безробигя (Х^) на оплатi пращ залiзничникiв (рис. 4). Ця модель досить точно доводить наукове твердження про присутшсть обернено! залежностi мiж темпами зростання зарплати та рiвнем безробiтгя, яке вперше на початку ХХ ст. дослщив новозеландський економют А. Фiлiпс шляхом побудови криво1 на пiдставi статистичних даних Великобританп 1861-1957 рр. [21]. Це свщчило, що заробiтна плата завжди зростала, коли безробитя було малим, i навпаки.
3 500 3 ООО 2 500 2 ООО 1 500 1 ООО 5 ПО
| 4,2 328^
Г
р
Р 3,5
[ :0^441 X: 0 2487.00
Р ьб ~
Е 831,60 _ ^^-■^1470.80
539.40 --99 7,50
554,40
2001 2О02
200.4 2004 2005 2006 200"
2008 2009 2010 2011 2012
♦ Р1веньо«роо1Хтя. "о —■— Ое|1едньомкячно'»|к>д1тнагшптп на чатпзничному транспорт!. грн.
Рис. 4 - Взаемозв 'язок м1ж ргвнем середньомгсячног заробтног плати працгвниюв залгзничного транспорту Украгни та ргвнем зареестрованого безробття в кран за 2001-2012 рр.
Тому, виключивши фактор отримуемо однофакторну модель залежносп м1ж рiвнем безробитя та середтм заробiтком працiвникiв залiзничного транспорту:
У = 4995,6- 1090,13*!, (6)
(10,7) (-7,03) де |С,| = 7,03 > Г>1И1Т = 1,81 шдгверджуе статистичну значимiсть
коефщента
регреси,
Fpnp = 49,5 > FKP = 4,96
кр
умова кореляц1йного зв'язку (рис. 5). присуттсть
Рис. 5 - Кореляцшне поле залежност1 середньом1сячно'1 заробтног плати працгвниюв зал1знично1 галуз1 eid ргвня зареестрованого безробття
Перевiрене значення
(Уж = -1090,1- 2,883 + 4995,6= 1852,51) в1дпов1дае середньому рiвню середньомюячно! заробггю! плати пращвниюв залiзничного транспорту. Коефщент дегермiнацii 0,83 з рис. 5 свадчить, що зв'язок мгж показниками сильний, а рiвняння регреси -зростання рiвня безробiгтя на 1% умовно ввдбирае у пращвниюв залiзничного транспорту в середньому 17,44 грн. (0,9%). Досягнення рiвня заробпно1 плати залiзничника, хоча б до середнього бажаного (4300 грн.), вимагае ввд держави скорочення безробiгтя до ршня 0,6% (або -62,5%), яке з урахуванням сучасних темтв забезпечення працездатного населення робочими мiсцями можливе не ратше, шж через 10 роив (в середньому за 12 роив темп склав -6,2%/рГк). ыо
Крiм того, недопустимим для оплати пращ робггникам галузi е зростання ршня безробптя до 4% i вище.
Таке щдтвердження гшотези вчених: «...3i зростанням р1вня безробiгтя темпи приросту зарплата уповшьнюються...» [21] пояснюеться за допомогою ситуаци збурення в сукупному попил, коли темп iнфляцii зростае, збшьшуючи тиск до тдвищення заробггно! плати, що вимагають незайняп робочi мiсця, i перевищуючи тиск до зниження заробiткiв, що генеруе безробггтя. Тому, неможливо оминуги вплив шфляцшних темтв на середнiй р1вень заробггно! плати працiвникiв зал1зничного транспорту, взаемозв'язок мгж якими (рис. 6) га кореляцшне поле (рис. 7) графiчно виглядае наступним чином.
ZOOZ 2003 2004 2005 2006 200" 2008 2004 2010 2011 2011 Середньомк-ячначарогйтня плата нп чащчннчному транспорт!. грн -Ршень шфляцп.
Рис. 6 - Взаемозв 'язок мiж piernM середньомкячно'1 заробiтноi плати пращвниюв залiзничного транспорту Украши та piernM тфляци в крат за 2001-2012 рр.
1з рис. 4, 6 га попередтх дослвджень науковщв заробггно! плати пращвниюв зал1зничного транспорту слтдуе, що при зменшент рГвня безробiгтя повинт мати кореляцшний процес зростання. шфляцшний процес та динамша середньомюячно! Вперше таку гшотезу припустив на початку ХХ
ст. американський економiст А. Фiшер. Лише у 1960 р.
а
американсью економюти, лауреата Нобел1всько1' преми «за фундаментальн дослвдження в обласп теори економ1чного зростання» П. Самюельсон [4] та Р. Солоу ввдобразили граф1чно р1вень безробптя з ршнем шфляцц (замють темп1в зростання зарплати, як це зробив Фшпс). Щоправда графк науковц1в
доводив незалежтсть зростання ц1н ввд р1вня безробптя в довгостроковому перюда. Це пояснюе дослвджувану залежтсть (рис. 7), адже одно факторна модель, д1йсно, придатна для короткострокових прогноз1в (на 2-3 роки).
-
Ж
ва
'3
5
'5
7Z
а
4000 3500 . 3000 ~2500
2000
« 1500
щ
И 1000
500
♦
♦ ^
у = -44 6, М11(Х) + ЗУ4 R- = 0.9987
- • а а а
• • • - ш- -•
______♦ - - -ж
98.0
103.0
10S.0
113.0
IIвень 1нфляц1Г. "о
118.0
123.0
<1>акп мне значения У
-Теоретичнсзничення '
Рис. 7 - Кореляцшне поле залежностг середнъомкячноЧ заробтног плати працгвниюв зальзничноЧ галуз
eid ргвня тфляцп
Побудова р1вняння логарифмчного типу апроксимацп (рис. 7) збшьшуе ймов1ртсть ща гшотези з R2 = 0,006 до R1 = 0,998-7- А перев1рка (У„ = 446,5 ■ 1п(109,4} + 3947,9 = 1&S1.71) доводить, що отримане значення в1дпов1дае середньому р1вню середньомюячно! заробино! плати пращвниюв залзничного транспорту. Отже, можна стверджувати, що при зростанш ц1н реальн доходи затзничниюв п1двишуються в середньому на 4,44 грн. (+0.24%).
Звичайно, зростання динашки iнфляцii в Укра'т виступае штучним п1двишувачем заробино' плати, або утримувачем до ii зниження, що не е позитивним моментом. Поряд 1з цим ввдбуваеться зниження мотивацц до прац1, збшьшення ц1н на продукта харчування, житлово-комунальн1-послуги, шпортована шфлящя, зумовлена зростанням ц1н шпортованих товар1в непродовольчо! групи i фармацевтично' продукцп в умовах девальвацii нацюнально' валюти тощо [22]. Крш того, в Укран шфляцшним процесам пригаманн1 нацюнальт особливосп: ввдсуттсть ютотного взаемозв'язку м1ж мюячними темпами шфляцц та зм1ною ц1н виробник1в промислово' продукцп, розвиток тшьово! економши, яка знижуе цифри офщшного безробптя в крат.
Таким чином, для узагальнення кореляцшно-регресшного анал1зу в даному дослвджент за допомогою пакету «Пошук ршення» MS Excel проведемо опгимiзацiю (розрахунок найкращих значень фактор1в):
- при досягненм зовн1шн1х фактор1в максимальних значень (122,3% р1вня шфляцц, 4,2% безробптя, 28,6% ВВП i 1134 грн. р1вня мшшально! заробино' плати) можливе приближення середньомюячно' заробино! плати пращвниюв
зал1зничного транспорту до р1вня 4023,67 грн. При цьому мшмзащя р1вня безробптя тдвищуе результат на 25%.
Ця характеристика доводить позитивну тенденцию змши заробино! плати при покращенм макроеконом1чних чинник1в кра'ни, яю спричиняють суттевий вплив на галузь в щлому.
Узагальнена статистична ощнка дае щдстави стверджувати про:
1) виявлену пор1внюватсть сили
впливу на результативний показник (g = ^ Ю' У
2) гадпорядкування математичних моделей закону нормального розподшу (показники
ZCxi-fi*
асиметрц ZCxi-j
та
Е =
ексцесу = C'i менш1 за 3);
(А -
11-iF*
3) те, що вихвдт дат (табл. 1) можуть використан1 для кореляцшного аналзу
бути
(вцщошення J_ (т _ fl± _ j 4);
4)
шформаци
;
симетричн1сть
розпод1лено1
;
5) точтсть описаних залежностей, яю можна використовувати в якосп регреси (середня помилка апроксимацп не бшьша 30%,
Ё = Sb';"yal:yi -юоэд)
л
Висновки. Проведений поетапний кореляцшно-регресшний анал1з зовн1шн1х фактор1в допом1г досить достов1рно оц1нити вплив фактор1в на
середньомюячний рiвень заробпно! плати, визначити 1хМ кореляцiйнi характеристики, сформувати кореляцiйнi моделi та провести статистичну оцiнку параметрiв зв'язку.
Можна зробити висновок, що зазначенi фактори перебувають в досить мiцному причинно-наслщковому зв'язку з результативним показником та мають вщчутний на нього вплив. Але для того, щоб досить точно ощнити вплив кожного фактору, аналiз довiв доцiльнiсть у дослвджент кожного такого фактору окремо, оскшьки комплексний 1х вплив в реальному жит неможливо оц1нити теоретично - юнуе досить висока вiрогiднiсть похибки, усунути яку i покликана статистична методологiя.
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ
1. Макаренко М. Теоретико-методичт та пракгичт аспекти аналiзу перевiзно-експлуагацiйноl роботи запзничного транспорту/ М. Макаренко, I. Гойхман // Зб. наук. праць ДЕТУТ. - (Сер1я «Економжа i управлшня). - 2010. - Вип. 16. - С. 127-135.
2. Степанкевич К.С. Кореляцшний аналiз як ретро-методика суспшьно-еконотчних дослiджень / К.С. Степанкевич. - Зб. наук. праць: Вчет записки Утверситету «Крок». - 2009. - № 19. - с. 241-250.
3. Агнарсон С. О совокупной производительности (ТГР) // С. Агнарсон / Труд за рубежом, 2000. - №3. - С. 106-120.
4. Самуэльсон П. Экономика. Том 2. - М.: МГП "Алгон", ВНИСИ, 1992. - 335 с.
5. Файоль А. Общее и промышленное управление // Управление это наука и искусство: А. Файоль, Г. Эмерсон, Ф. Тейлор, Г. Форд - М: Изд-во Республика, 1992. - 351 с.
6. Форд Генри. Моя жизнь, мои достижения. Пер. с англ. - М: Финансы и статистика, 1989. - 206 с.
7. Акмаев А.И. Экономика труда // А. И. Акмаев, Г.П. Зиборов / Учебное пособие. - Алчевск: ДГМИ, 1999. - 230 с.
8. Богиня Д.П. Основи економжи пращ: навч. поаб / Д.П. Богиня, О.А. Гршнова. - К.: Знання-Прес, 2000. - 312 с.
9. Василенко В.Н. Управленческий труд на металлургическом предприятии: организация, обособление, мотиващя / В.Н. Василенко, О.С. Мороз. - Донецк: ООО «Юго-Восток, ЛТД», 2006. - 175 с.
10. Ведерников М.Д. Ринковий мехатзм регулювання оплати пращ робпниюв (проблеми теорй i
практики): монографш / М.Д. Ведерников. - Хмельницький, НВП "Евржа" ТОВ, 2001. - 288 с.
11. Економжа пращ та сощально-трудов1 вщносини: твдручник / [А.М.Колот, О.А. Гршнова, О.О. Герасименко та ш.]; за наук. ред. д-ра екон. наук, проф.
A.М. Колота. - К.: КНЕУ, 2009. - 711, [1] с.
12. Дружинша В.В. Отийзащя фонду заробiтноï плати на тдприемствах в умовах економiчноï кризи / В.В. Друкинша, О.1. Чорноус // Актуальт проблеми економжи. - 2011. - № 9. - С. 112-117.
13. Яновський П. Кореляцгйний аналiз вагомосп впливу групи сощально-еконотчних факторгв на обсяг пасажирських перевезень / П.О. Яновський, О. Намаеш / Зб. наук. праць ДЕТУТ. - 2009. - Вип. 14. - С.119-123.
14. О. Шуть. Вплив економчних чинниюв на ефективтсть галузевих пенсшних програм / Олена Шуть / Збiрник наукових праць ДЕТУТ. Серiя «Економжа i управлшня». - 2011. - Вип. 18. - С. 74-79.
15. Савицька Г.В. Економчний аналiз дяльносп тдприемства [Текст]: навч. mосiб./ Г.В. Савицька. - 3-те вид. - К.: Знання, 2007. - 668 с.
16. Шкулша Л.В. Складовi социального захисту працiвникiв та мйсце серед них облiковоï детермшанти / Л.В. Шкулша. - Облж i фшанси АПК. - № 3 (57). - 2012. -С. 88-92.
17. Мхитарян В.С. Эконометрика: учебно-методический комплекс / В.С. Мхитарян, М.Ю. Архипова,
B.П. Сиротин. - М.: Изд. Центр ЕАОИ, 2008. - 144 с. -ISBN 978-5-374-00053-5.
18. Табличное распределение Стьюдента (t-распределение) [Электронный ресурс]. - Режим доступа: http://math. semestr.ru/corel/tabl.php
19. МЫмальна зарплата на 2013 рiк в УкраМ [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://buhoblik.org.ua/kadry-zarplata/oplata-truda/485-minimalna-zarplata-2013 .html#485_01
20. Шкулша Л.В. Можливосп социального анкетування для аналiзу соцiального захисту прац1вник1в залiзничного транспорту / Л.В. Шкулша // Економчний аналiз: зб. наук. праць ТНЕУ. - Тернопшь: Видавничо-mолiграфiчний центр Тернопшьського нац. економчного у-ту «Економчна думка», 2012. - Вип. 11. - Ч. 3. - С. 131140.
21. Який зв'язок мйж шфлящею та безробiттям? [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://school.xvatit.com/
22. Горбанський А.Б. ^ентифжацш типу шфляцшного процесу в Украïнi [Електронний ресурс]. -Режим доступу: http://www.nbuv.gov.ua/portal/soc_gum/Dtr_ep/2010_1/files/E C110_17.pdf
Аннотация. Статья посвящена анализу проблем низкой оплаты труда работникам железнодорожного транспорта и возможных перспектив ее повышения с учетом изменений макроэкономических факторов. Проведено корреляционно-регрессионный анализ влияния внешних факторов и построены регрессионные уравнения, которые доказывают присутствие стохастического связи между исследуемыми факторами.
Ключевые слова: безработица, инфляция, ВВП, минимальная заработная плата, среднемесячная заработная плата, работник железнодорожного транспорта, корреляционно-регрессионный анализ.
Summary. This article analyzes the problems of low pay railway's workers and future prospects of its increase with the changes of macroeconomic factors. Correlation and regression analysis of the influence of external factors was conducted, and regression equations that prove the presence of a stochastic relation between the studied factors were constructed.
Keywords: unemployment, inflation, GDP, minimum wages, average wages, the railway's employee, correlation and regression analysis.
Рецензент д.е.н., доцент НАСОА СкрипникМ.1. Експерт редакцшноИ колеги к.е.н., доцент УкрДАЗТНазаренко 1.Л.
