Апсолутни и релативни показатели за промени во структурата. Апсолутни и релативни показатели за промени во структурите Почетни општи, немаат слика

Пресметајте:

1) нивото и динамиката на продуктивноста на трудот за секое претпријатие посебно;

2) за две претпријатија заедно:

а) просечен индекс на продуктивност на трудот со променлив состав;

б) индекс на просечна продуктивност на трудот со постојан (фиксен) состав;

в) индекс на влијанието на структурните промени поради промените во бројот на вработени;

г) апсолутна промена на обемот на производството во вториот квартал во однос на првиот квартал како резултат на промените на секој од факторите.

Покажете ја врската помеѓу пресметаните индикатори. Анализирајте ги резултатите и извлечете заклучоци.

Решение.

1. Определете го нивото и динамиката на продуктивноста на трудот за секое претпријатие

а) за претпријатие бр.1

индекс на перформанси

Продуктивноста на трудот во претпријатието бр. 1 е зголемена за 25,9%.

б) за претпријатие бр.2

во првиот квартал, милиони рубли. за едно лице

во вториот квартал, милиони рубли. за едно лице

индекс на перформанси

Продуктивноста на трудот во претпријатието бр. 2 е зголемена за 24,4%.

2. Дозволете ни да одредиме за две претпријатија заедно:

а) просечен индекс на продуктивност на трудот со променлив состав:

б) индекс на просечна продуктивност на трудот со постојан (фиксен) состав:

в) индекс на влијанието на структурните промени поради промените во бројот на вработени

Индексен однос

г) апсолутна промена на обемот на производството во вториот квартал во однос на првиот квартал како резултат на промените на секој од факторите

Илјада тријте.

Илјада тријте.

Илјада тријте.

Просечната продуктивност на трудот кај две претпријатија во вториот квартал се зголеми за 22,8% (или 1,13 илјади рубли) во споредба со првиот квартал, вклучително и поради зголемувањето на продуктивноста кај поединечните претпријатија во просек за 25,1% (или за 1,22 илјади рубли) и промена во структурата за - 1,8% (или намалување за 0,09 илјади рубли).

Пример 2.Познати се следните податоци за извоз на метални производи од Руската Федерација.

Табела 39

Извоз на метални производи од Руската Федерација

Според дадените податоци:

а) пресметајте ги индексите на цените и физичкиот обем на извезените метални производи;

б) да одреди за колкава сума (милиони американски долари) се променил приходот од извоз под влијание на промените во договорните цени.

Анализирајте ги добиените показатели и извлечете заклучоци.

Решение.

а) Трансформирајте ја збирната форма на индексот на цените

=> => или 91%

Индекс на физички обем на извезени производи

=> или 104%

б) апсолутна промена на приходите од извоз поради влијанието на промените во договорните цени, милиони американски долари

Цените на металите се намалија во просек за 9%. Растот на физичкиот обем на извезените метални производи изнесува 4%. Промените на договорните цени на металните производи доведоа до намалување на приходите од извоз за 434,2 милиони американски долари.

Пример 3.Следниве податоци се достапни за структурата на приходите (Табела 40).

Табела 40

Структура на доходот во групи со различен просечен монетарен приход по глава на жител во некои региони на Руската Федерација во 2002 година.

Утврдете ја важноста на структурните разлики во приходите на различни групи користејќи ги индексите Салаи и Гатев.

Решение. 1.Да го дефинираме индексот Szalai.

Szalai индекс I s = ,

Каде г 1– структура на приходите во втората група

г 0- структура на приходите во првата група

n– број на групи

Пресметаните податоци ги прикажуваме во Табела 41.

Табела 41

Податоци за пресметување на индексот Салаи

Продолжение на табелата 41

	Приходи од имот	-0,74	3,34	-0,2216	0,0491
	Други приходи	4,6	48,9	0,0941	0,0089
	Вкупно:	-	-	-	0,2075

Така, индексот Салаи покажува доста значајни разлики во распределбата на доходот по глава на жител на различни групи.

2. Пресметај го интегралниот коефициент на К.Гатев:

Пресметаните податоци се дадени во табела 42.

Табела 42

Податоци за пресметување на интегрален коефициент на К.Гатев

Така, коефициентот на К.

Контролни прашања

1. Концептот на индекси.

2. Поединечни индекси и нивни типови.

3. Главни видови економски индекси. Агрегатниот индекс како главна форма на економскиот индекс.

5. Врска помеѓу синџирот и основните индекси.

Структурата на одредено множество не останува константна ниту во времето ниту во просторот. Потребата да се анализираат промените во структурите се јавува или кога се споредуваат структурите на различни временски периоди, или структурите на различни територијални објекти. Во првиот случај тие зборуваат за структурни поместувања, во вториот - за структурни разлики.

Разликата во структурите на споредените популации може да се изрази во разликата во специфичните тежини на одделни делови од овие популации. Сите индикатори кои ги карактеризираат промените во структурите се поделени на апсолутни и релативни. Апсолутните показатели за промените во структурите се засноваат на разликата помеѓу специфичната тежина на соодветните делови на различни структури. Тие се мерат во процентни поени, можат да бидат позитивни или негативни, а нивниот збир е нула. Тие покажуваат за колку процентни поени се зголемило или намалило учеството на анализираниот дел во една структура (позитивна или негативна вредност, соодветно) во однос на неговата вредност во друга структура. Релативните показатели се пресметуваат со односот на соодветните специфични тежини: ако резултатот е поголем од еден, тогаш учеството на овој елемент во споредената структура е поголемо отколку во основната структура, ако е помало од еден, тогаш учеството на анализираниот елемент на споредената структура е соодветниот дел од учеството на овој елемент во основната структура. Треба да се напомене дека кога се анализираат промените во две структури, за да се добие објективна слика за овие промени, неопходно е да се користат и апсолутни и релативни показатели. Да ги разгледаме официјалните статистички податоци за структурата на готовинскиот приход на населението на Руската Федерација по извор на приход за 2000 и 2011 година. (Табела 6.5).

Користејќи ги презентираните податоци, ќе пресметаме индикатори кои ги карактеризираат структурните промени во 2011 година во однос на 2000 година.

Табела 6.5

Статистички податоци за структурата на готовинскиот приход на населението на Руската Федерација по извор на приход за 2000 и 2011 година.

Очигледно е дека има промени во структурата на готовинскиот приход на населението на Руската Федерација во 2011 година во однос на 2000 година: учеството на приходите од деловни активности и приходите од имот се намалија, а учеството на другите приходни ставки се зголеми. Ова го потврдуваат знаците на апсолутна промена (плус и минуси). Врз основа на добиените резултати, можеме да кажеме дека во однос на апсолутни промени, најголеми промени се забележани кај учеството на приходите од деловни активности, социјалните надоместоци и платите, а во релативна смисла, најзначајни промени се забележани за акциите на другите приходите и приходите од имот. Релативната промена е појасно видлива со релативното зголемување (намалување). Релативното зголемување (намалување) се пресметува од релативната промена (множење со 100 и одземање 100%). Тоа значи дека учеството на приходите од деловни активности е намалено за 6,3 процентни поени во 2011 година во однос на 2000 година, или изнесува 41% во 2011 година од неговата вредност во 2000 година; учеството на платите во 2011 година во однос на 2000 година е зголемено за 4,3 процентни поени или 1,07 пати или за 7%. Слично, може да се извлечат заклучоци и за други извори на приход. Различните степени на промени во апсолутните и релативните показатели се објаснуваат со разликите во големината на учеството на поединечните елементи. Зголемувањето на учеството на останатите приходи за 0,8 процентни поени даде максимален пораст на релативната промена, бидејќи самата вредност на учеството на овој извор на генерирање приходи е најмала. Истовремено, зголемувањето на учеството на платите за 4,3 процентни поени изнесуваше најмала релативна промена од 1,07, или пораст од 7%. Вреди да се обрне внимание на содржината на промените што се случија во текот на изминатите 10 години, рефлектирани во овој пример. Во структурата на приходите на населението на Руската Федерација, уделите на платите и социјалните плаќања се зголемени и уделите на приходите од деловни активности, приходите од имот и други приходи се намалени.

Апсолутни и релативни показатели за промена во одделни делови од целината се непропорционални еден на друг: помалите апсолутни промени може да одговараат на поголеми релативни промени, а поголемите апсолутни промени може да одговараат на помалите релативни. Затоа, кога се анализираат промените во структурата на која било популација, треба да се пресметаат и апсолутни и релативни показатели за промените во структурите за да се добие попрецизна идеја за структурните промени во споредените структури.

Преминувајќи кон општите показатели, да обрнеме внимание на следната точка. Ако вкупниот волумен на населението што се проучува расте, тогаш релативните показатели за промена за одделни елементи на населението може да бидат поголеми или помали од единството, т.е. тие можат да растат и да се собираат. Дополнително, ако релативниот показател за промена на поединечен елемент е поголем од релативната промена во целиот агрегат, тоа значи дека специфичната тежина на овој елемент во агрегат расте. Според тоа, ако релативниот показател за промена за кој било елемент или дел од населението е помал од истиот показател за целото население како целина, тоа значи дека учеството на овој дел во вкупниот волумен се намалува. Така, промената на структурата на целината е последица на нерамномерниот интензитет на промена на нејзините поединечни делови, т.е. разлики во релативните промени во специфичната тежина.

Кога се анализираат промените во структурите, често се бара генерализиран опис на овие промени. За ова може да се користат следните индикатори.

1. Збир на апсолутни промени во специфичната тежина

каде се споредуваат пропорциите на поединечни елементи од двете популации; n- бројот на елементи (групи) вкупно.

Збирот на апсолутните промени во специфичните тежини се изразува во процентни поени. Оваа вредност го карактеризира вкупниот волумен на отстапувања на една структура од друга.

.

Индексот на разликата, пресметан преку специфичните гравитации изразен во проценти, може да земе вредности од 0 до 100% приближувањето до нула значи дека нема промена на максимумот укажува на значителна промена во структурата;

3. Интегрален коефициент на структурни поместувања К.Гатева. Горенаведените индикатори не даваат идеја за промени во уделот на поединечни елементи на населението. Овој индикатор го зема предвид интензитетот на промените во поединечните групи во споредените структури:

.

Бројот на групи во кои е поделена популацијата што се проучува влијае на конечната проценка на структурните промени.

4. Индекс на структурни разлики Салаи. Овој индикатор исто така го зема предвид бројот на групи или елементи во споредените структури:

.

И двата последни претставени коефициенти (или индекси) можат да земат вредности од нула до еден. Колку е поблиску добиената вредност до единството, толку позначајни се структурните промени што се случиле. Коефициентот Szalai зема вредности блиску до еден кога вкупниот број на единици е голем.

5. Рјабцев индекс. Вредностите на овој индикатор не зависат од бројот на градации на структури. Проценката е направена врз основа на максималната можна вредност на отстапувањата помеѓу компонентите на структурата, реалните несовпаѓања на поединечните компоненти на конструкциите се споредуваат со максималните можни вредности:

.

Овој коефициент (индекс) исто така зема вредности од нула до еден. Предност на овој индикатор може да се смета присуството на скала за проценка на добиените вредности на индикаторот (Табела 6.6).

Табела 6.6

Скала за проценка на значајноста на структурните разлики користејќи го индексот Рјабцев

Така, наведените индикатори претставуваат генерализирана карактеристика на структурните промени, но не даваат идеја за големината на овие промени.

Следниве индикатори ја даваат оваа идеја.

6. Просечна линеарна промена на акциите

.

7. Промена на средна квадратура

.

Просечната проценка на мерката за промена (по една група, единица на население) е претставена со просечна линеарна промена на акциите или коренскиот среден квадрат на овие промени. Добиените вредности покажуваат колку процентни поени во просек отстапуваат една од друга специфичните тежини на споредените структури. Аналитичката содржина на овие два показатели е иста. Меѓутоа, квадратната средина е секогаш поголема од аритметичката средина, така што вредноста на промената на средната вредност на коренот ќе биде поголема од линеарната средина. Два индикатори ќе бидат еднакви ако апсолутните промени во специфичните тежини на сите делови од целината се еднакви по апсолутна вредност. Во отсуство на промени во структурите, овие индикатори се еднакви на нула. Бидејќи степенот на просечната линеарна промена одговара на степенот на самиот индикатор, оваа проценка треба да се смета за попрецизна, сепак, почесто се користи просечната квадратна промена, бидејќи реагира почувствително на слаби флуктуации во структурата.

При користење на наведените индикатори, анализата на промените во структурите се случува без да се земе предвид големината на основата од која настанала оваа промена. Попрецизна проценка може да се направи со користење на релативни наместо апсолутни промени. Особено, просечната релативна линеарна промена може да се пресмета како просек на релативните линеарни отстапувања (т.е. стапки на раст) земен модуло:

.

Резултатот помножен со 100 може да се изрази како процент и лесно да се оцени.

Графичка компаративна анализа на структурата

Во социо-економските истражувања често се појавуваат ситуации во кои е неопходно да се анализираат структурите на појавите или процесите во повеќе периоди. Еден од методите на анализа во овој случај е да се разгледаат структурните дијаграми.

Најчестиот структурен дијаграм е пита или пита

Слика - Состав и структура на невработени по образование во 2003 година, %

Овој тип на дијаграм е најзгодно да се користи кога се илустрира структурата на феноменот за еден, два или три периоди, но во пракса може да се појави ситуација кога е неопходно да се спореди структурата за 5 или повеќе периоди. Во овој случај, треба да користите табела за крофни.

Слика - Состав и структура на невработените по образование во 1992 година. и 2003 година, %

Слика - Состав и структура на невработени по образование во 1992, 1998, 2002-2003, %

За да се проценат промените во структурата на населението со текот на времето и да се утврдат структурите на поединечните групи, се користат индикатори за структурни разлики и поместувања. Наједноставните показатели за структурните разлики се [страница 37, Тимофеева]:

Линеарен коефициент на структурни разлики (поместувања) или Ре индекс:

Каде d1, направи- структура на извештајните и базните периоди, %

П -број на линии.

Покажува колку, во просек, структурата на периодот на известување не одговара на структурата на базниот период. Недостаток на индикаторот е фактот што неговата вредност зависи од n. Ако nе мал, тогаш индексот зема мали вредности и обратно.

Квадратен коефициент на структурни промени:

0 £ г 100 фунти или 0 фунти с 100 фунти (ако податоците се мерат во %).

Колку е поблиску вредноста на индикаторите до 0, толку се помали разликите во структурите на популациите што се проучуваат; или колку се помали промените што настанале во структурата на населението во динамика.

Линеарни и квадратни коефициенти се користат главно за проучување на динамиката на индикаторите на структурата, бидејќи јасно дозволете некој да извлече заклучоци за интензитетот на промените во структурите во одредени временски периоди.

Индекс Гатев(Гатев индекс) разликува структури со еднакви збирови на квадратни отстапувања.

Рјабцев индекс(Рјабцев индекс) малку се разликува од индексот Гатев и зема пониски вредности:

Салаи индекс(Szalai index) беше воведен при проучување на разликите во структурата на користење на временскиот буџет кај различни групи на население:

Индексот Салаи се разликува од сите погоре дискутирани индекси на оваа група. Потребни се вредности блиску до една кога вкупниот број е голем број единици.

Дадените индекси земаат вредности во опсег од 0 до 1. Ако еден или друг индекс е еднаков на нула, тогаш се забележува целосна сличност на структурите, ако еден е целосна разлика. Ако повеќе од 0,5, тогаш разликите во структурата на извештајниот и тековниот период се сметаат за значајни.

Достапни се следните условни податоци за структурата на паричните приходи на населението во регионот, во проценти:

Неопходно е да се донесе заклучок за промени во структурата на паричните приходи на населението.

Решение.

Врз основа на горенаведените показатели, можеме да заклучиме дека во составот на паричниот доход на населението, учеството на платите е намалено (од 60% во основниот период на 42% во извештајниот период) со зголемување на учеството на доходот од имот и деловни активности (од 24% до 44%, соодветно) .

Генерализирачка карактеристика на мерката за структурни промени е дадена со интегрални индикатори за структурни разлики, чија пресметка е илустрирана во табелата:

Големината на пресметаните показатели на структурните разлики укажува на значителни промени во структурата на монетарните приходи на населението во регионот.

Проблеми 5-6вклучуваат проучување на динамиката на индикаторите, т.е. интензитетот на промените на појавите со текот на времето, кои се спроведуваат со користење на следните показатели: апсолутен раст, стапки на раст, стапки на раст, апсолутна вредност од еден процент од растот, како и просечни генерализирачки показатели.

Во зависност од целта на истражувањето, индикаторите може да се пресметуваат со променлива база на споредба (синџир) и со постојана база на споредба (основна).

1. Апсолутно зголемувањее разликата помеѓу нивото што се споредува и претходното или основното ниво:

Апсолутно зголемување на синџирот:

основа апсолутен пораст: .

Збирот на верижните апсолутни зголемувања е еднаков на основното апсолутно зголемување за соодветниот временски период.

2. Стапка на раст– релативен индикатор кој го карактеризира интензитетот на развојот на феноменот; тој е еднаков на односот на нивото што се изучува со претходното или основното ниво и се изразува во коефициенти или проценти.

стапка на раст на синџирот: 100;

основна стапка на раст: .

Производот на соодветните стапки на раст на синџирот пресметан во коефициенти е еднаков на основниот.

3. Стапка на зголемувањесе одредува на два начина:

а) како однос на апсолутниот раст на претходното ниво (синџир) или основно ниво (основно):

стапка на раст на синџирот:

основна стапка на раст: .

б) како разлика помеѓу стапката на раст и 100%:

T pr = T r -100%.

4. Апсолутна вредност од еден процент зголемувањесе дефинира како однос на апсолутното зголемување на синџирот до стапката на раст на синџирот (%) или за секое следно ниво - како 0,01 од претходното ниво на серијата динамика:

5. Просечно апсолутно зголемувањепресметано со користење на едноставниот аритметички просек, односно делењето на збирот на апсолутните зголемувања на синџирот со нивниот број

Просечна стапка на растнајдена со помош на геометриската средна формула:

Просечна стапка на растпронајдено со одземање 100% од просечната стапка на раст:

Методи за пресметка средно нивоОдредена динамика зависи од нејзиниот вид и комплетноста на информациите.

1) во интервални серии со еднакви временски интервали, просечното ниво се одредува со едноставна аритметичка средна формула:

2) во интервални серии со нееднакви временски интервали - според пондерираната аритметичка средна формула (врз основа на големината на интервалите):

3) во моментални серии со сеопфатни податоци за промените на индикаторот на моментот, пресметката се врши со користење на аритметичката средина на сериските нивоа што останале непроменети за одредени временски периоди, пондерирана според вредноста на соодветните интервали;

4) во моментални серии на динамика со еднакво распоредени нивоа, се користи просечната хронолошка едноставна формула.

Развојот на статистичката популација се манифестира не само во квантитативниот раст или намалување на елементите на системот, туку и во промените во неговата структура. Структура- ова е структурата на агрегатот, која се состои од поединечни елементи и врски меѓу нив. На пример, извозот на една земја (агрегат) се состои од различни видови стоки (елементи), чија вредност варира според видот и по земја. Дополнително, има постојана промена во динамиката на извозната структура. Соодветно на тоа, се јавува задачата за проучување на структурата на агрегатите и нивната динамика, за што се развиени посебни методи кои ќе бидат разгледани подолу.

Во темата 2, беше разгледан индексот на структурата, пресметан со формулата (6), која го карактеризира соодносот на поединечни елементи во вкупниот апсолутен атрибут на популацијата. Темата 3 го разгледува системот на индикатори и методологијата за анализа на распределбата на популацијата според вредностите на која било индивидуална карактеристика (серија на варијации на дистрибуција). Еве ги индикаторите кои ја карактеризираат промената на структурата во целина, т.е. „структурна промена“. Ќе ја разгледаме практичната примена на овие индикатори користејќи два примери претставени во табелите 19 и 20 (првите 4 колони со задебелени букви се оригиналните податоци, а останатите се помошни пресметки).

Табела 19. Распределба на руското население по просечен готовински приход по глава на жител (ACI)

групи (ј)	тријте./лице месечно	Удели на населението		|г 1–г 0|			(г 1–г 0)2	(г 1+г 0)2
		2005 година (г 0)	2006 година (г 1)
	до 1500
	1500-2500
	2500-3500
	3500-4500
	4500-6000
	6000-8000
	8000-12000
	повеќе од 12000
	Вкупно

Табела 20. Распределба на бројот на невработени во Русија по ниво на образование во 2006 година

Број на група (ј)	Имајте образование	Мажите (г 0)	Жените (г 1)	|г 1–г 0|			(г 1–г 0)2	(г 1+г 0)2
	Високо стручно лице
	Нецелосно повисоко стручно лице
	Средно стручно лице
	Почетен професионалец
	Просечна (целосна) општа
	Основен генерал
	Почетна општа, немаат слика
	Вкупно

Генерализирачки апсолутен показател за промените во структурата може да биде збир на модули за апсолутна промена на акции, определено со формулата (50):

, (50)

Каде г 1ј– учество на j-тата група елементи во извештајниот период; г 0ј– учество на j-тата група елементи во базниот период.

Според Табела 19 во 5-тата колона, направена е пресметка со помош на формулата (50): =0,212, односно вкупната промена на акциите во распределбата на Русите по приход изнесува 21,2%. Слично, според истата формула според Табела 20: =0,276, односно разликата во структурата на невработените меѓу жените и мажите по степен на образование е 27,6%.

Пресметката на просечната апсолутна промена по акција (група, елемент на населението) не дава никакви дополнителни информации. Но, можете да одредите колку е силна промената во структурата што се случила во споредба со максималната можна вредност на збирот на модулите, што е еднакво на 2. За ова се користи индикаторот степен на апсолутен интензитет на поместување(или Loosemore-Hanby индекс), што се одредува со формулата (51): тиот објект во вкупниот вкупен показател што се проучува; к– број на предмети.

Според Табела 19 во 6-та и 7-та колона, Херфиндаловиот коефициент е пресметан со помош на формулата (52): Х 2005=0,142 и Х 2006=0,1687, односно нивото на концентрација во распределбата на доходот на Русите се зголеми во 2006 година во однос на 2005 година. Слично, користејќи ја истата формула според Табела 20: Хсопруг=0,2455 и Хжени = 0,2177, односно нивото на концентрација во распределбата на невработените по степен на образование кај мажите е повисоко отколку кај жените (влијанието на нивото на образование врз статусот на невработените кај мажите е поголемо отколку кај жените).

Реципроцитетот на Херфиндаловиот индекс е ефективен број на групиво структурата, која го покажува бројот на групи без да се земат предвид групите со незначителни удели, се одредува со формулата (53):

Е= 1/Х. (53)

Според Табела 19, ефективниот број на групи според формулата (53): Е 2005=1/0.142=7.0 и Е 2006=5,9, односно ефективниот број на групи во распределбата на Русите по приходи се намали од 7 во 2005 година на 6 во 2005 година, што укажува на потребата од ревидирање на интервалите на распределба на Русите по приходи следната година. Слично, користејќи ја истата формула според Табела 20: Есопруг=1/0.2455=4.07 и Еженски = 1/0,2177 = 4,59, тогаш ефективниот број на групи во распределбата на невработените по степен на образование кај мажите е поголем и кај жените – 4 за мажи и 5 за жени.

Друга опција за проценка на степенот на структурирање на феноменот во целина е Грофман индекс(54), што е збир на модулите за апсолутна промена на акциите по една ефективна група:

. (54)

Според Табела 19 во формулата (54): =0,212*0,142=0,030, односно промената на акциите по ефективна група во распределбата на доходот на Русите е незначителна (3,0%). Слично, според истата формула според Табела 20: =0,2455*0,276=0,068, односно разликата во структурата по ефективна група меѓу невработените жени и мажи по степен на образование е слаба (6,8%).

Да се ​​проценат промените во двете најголеми акции (доминантни акции) Лифарт индекс (55):

. 55)

Каде г 1мИ г 0м– сподели м-та група елементи во извештајниот период и базните периоди; м– максимално учество во агрегатот.

Според табела 19 според формулата (55): =0,5*(0,083+0,023)=0,053, односно просечната промена на акциите во двете доминантни групи од распределбата на доходот на Русите била 5,3%. Слично, според истата формула според Табела 20: =0,5*(0,060+0,051)=0,056, односно разликата во структурата во двете доминантни групи меѓу невработените жени и мажи по степен на образование е 5,6%.

Разгледаните показатели се базираат на аритметичката средина во различни варијанти, а поради нивната линеарност во отстапувањата, подеднакво ги земаат предвид големите и малите отстапувања. Квадратни индексиовозможуваат споредба на различни структури кои не се разликуваат во однос на износот на промената.

Квадратен индекс на структурни промени Казинца (56):

. (56)

Според Табела 19 според формулата (56): ==0,035, односно просечната промена на акциите во групата во распределбата на Русите по приход била 3,5% (незначително). Слично, според истата формула според Табела 20: ==0,049, односно разликата во групи во структурата на невработените меѓу жените и мажите по степен на образование е 4,9% (незначителна).

Слично на индексот Казинец индекс на најмали квадрати(или Галагер индекс), при чија пресметка, за разлика од формулата (51), малите разлики во акциите имаат послаб ефект врз индексот од големите, се определува со формулата (57) = =0,117, односно разликата во структурата на невработените меѓу жените и мажите по степен на образование според формулата Монро е 11,7%.

Интегрален коефициент на структурни поместувања Гатев(59), што ги разликува структурите со еднакви збирови на квадратни отстапувања (зазема повисоки вредности кога групите имаат приближно еднакви удели):

. (59)

Според Табела 19 според формулата (59): ==0,179, односно, интензитетот на промените во акциите во распределбата на Русите по приход според методот Гатев беше 17,9% (незначителен). Слично, според истата формула според Табела 20: ==0,192, односно разликата во структурата на невработените меѓу жените и мажите по степен на образование според методот на Гатев е 19,2% (незначителна).

Индекс Рјабцева,што се разликува од (59) само во именителот, обично зема пониски вредности, пресметани со формулата (60):

. (60)

Според Табела 19 користејќи формула (60): = =0,127, односно, интензитетот на промените во акциите во распределбата на Русите по приход според методот на Рјабцев беше 12,7% (незначителен). Слично, користејќи ја истата формула според Табела 20: = =0,137, односно разликата во структурата на невработените меѓу жените и мажите по степен на образование според методот на Рјабцев е 13,7% (прилично значајна).

Индекс на структурни разлики Салаи(61), чија особеност е што колку е поголема дропката j Аткинсоновиот индекс, генерализиран индекс на ентропија, што ќе се дискутира во текот на социо-економската статистика во темата „Статистика за животниот стандард“.