ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ കേവലവും ആപേക്ഷികവുമായ സൂചകങ്ങൾ. ഘടനകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ സമ്പൂർണ്ണവും ആപേക്ഷികവുമായ സൂചകങ്ങൾ പ്രാരംഭ പൊതുവായ, ഒരു ഇമേജ് ഇല്ല

കണക്കാക്കുക:

1) ഓരോ എൻ്റർപ്രൈസസിനും പ്രത്യേകം തൊഴിൽ ഉൽപ്പാദനക്ഷമതയുടെ നിലവാരവും ചലനാത്മകതയും;

2) രണ്ട് സംരംഭങ്ങൾക്ക് ഒരുമിച്ച്:

a) വേരിയബിൾ കോമ്പോസിഷൻ്റെ ശരാശരി തൊഴിൽ ഉൽപ്പാദന സൂചിക;

ബി) സ്ഥിരമായ (നിശ്ചിത) ഘടനയുടെ ശരാശരി തൊഴിൽ ഉൽപാദനക്ഷമതയുടെ സൂചിക;

സി) ജീവനക്കാരുടെ എണ്ണത്തിലെ മാറ്റങ്ങൾ കാരണം ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളുടെ സ്വാധീനത്തിൻ്റെ സൂചിക;

d) ഓരോ ഘടകങ്ങളിലെയും മാറ്റങ്ങളുടെ ഫലമായി ആദ്യ പാദവുമായി താരതമ്യപ്പെടുത്തുമ്പോൾ രണ്ടാം പാദത്തിൽ ഉൽപ്പാദനത്തിൻ്റെ അളവിൽ സമ്പൂർണ്ണ മാറ്റം.

കണക്കാക്കിയ സൂചകങ്ങൾ തമ്മിലുള്ള ബന്ധം കാണിക്കുക. ഫലങ്ങൾ വിശകലനം ചെയ്ത് നിഗമനങ്ങളിൽ എത്തിച്ചേരുക.

പരിഹാരം.

1. ഓരോ എൻ്റർപ്രൈസസിനും തൊഴിൽ ഉൽപ്പാദനക്ഷമതയുടെ നിലവാരവും ചലനാത്മകതയും നിർണ്ണയിക്കുക

എ) എൻ്റർപ്രൈസ് നമ്പർ 1-ന്

പ്രകടന സൂചിക

എൻ്റർപ്രൈസ് നമ്പർ 1 ലെ തൊഴിൽ ഉൽപ്പാദനക്ഷമത 25.9% വർദ്ധിച്ചു.

ബി) എൻ്റർപ്രൈസ് നമ്പർ 2-ന്

ആദ്യ പാദത്തിൽ, ദശലക്ഷം റൂബിൾസ്. ഒരു വ്യക്തിക്ക്

രണ്ടാം പാദത്തിൽ, ദശലക്ഷം റൂബിൾസ്. ഒരു വ്യക്തിക്ക്

പ്രകടന സൂചിക

എൻ്റർപ്രൈസ് നമ്പർ 2 ലെ തൊഴിൽ ഉൽപ്പാദനക്ഷമത 24.4% വർദ്ധിച്ചു.

2. നമുക്ക് രണ്ട് സംരംഭങ്ങൾ ഒരുമിച്ച് നിർണ്ണയിക്കാം:

a) വേരിയബിൾ കോമ്പോസിഷൻ്റെ ശരാശരി തൊഴിൽ ഉൽപ്പാദന സൂചിക:

ബി) സ്ഥിരമായ (നിശ്ചിത) ഘടനയുടെ ശരാശരി തൊഴിൽ ഉൽപാദനക്ഷമതയുടെ സൂചിക:

സി) ജീവനക്കാരുടെ എണ്ണത്തിലെ മാറ്റങ്ങൾ കാരണം ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളുടെ സ്വാധീനത്തിൻ്റെ സൂചിക

സൂചിക ബന്ധം

d) ഓരോ ഘടകങ്ങളിലെയും മാറ്റങ്ങളുടെ ഫലമായി ആദ്യ പാദവുമായി താരതമ്യപ്പെടുത്തുമ്പോൾ രണ്ടാം പാദത്തിലെ ഉൽപാദനത്തിൻ്റെ അളവിൽ സമ്പൂർണ മാറ്റം

ആയിരം തടവുക.

ആയിരം തടവുക.

ആയിരം തടവുക.

ആദ്യ പാദത്തെ അപേക്ഷിച്ച് രണ്ടാം പാദത്തിലെ രണ്ട് സംരംഭങ്ങളിലെ ശരാശരി തൊഴിൽ ഉൽപാദനക്ഷമത 22.8% (അല്ലെങ്കിൽ 1.13 ആയിരം റൂബിൾസ്) വർദ്ധിച്ചു, വ്യക്തിഗത സംരംഭങ്ങളിലെ ഉൽപാദനക്ഷമത ശരാശരി 25.1% (അല്ലെങ്കിൽ 1.22 ആയിരം റൂബിൾസ്) വർദ്ധിച്ചതിനാൽ ഘടനയിൽ മാറ്റം - 1.8% (അല്ലെങ്കിൽ 0.09 ആയിരം റൂബിൾ കുറവ്).

ഉദാഹരണം 2.റഷ്യൻ ഫെഡറേഷനിൽ നിന്നുള്ള ലോഹ ഉൽപ്പന്നങ്ങളുടെ കയറ്റുമതിയെക്കുറിച്ചുള്ള ഇനിപ്പറയുന്ന ഡാറ്റ അറിയപ്പെടുന്നു.

പട്ടിക 39

റഷ്യൻ ഫെഡറേഷനിൽ നിന്ന് ലോഹ ഉൽപ്പന്നങ്ങളുടെ കയറ്റുമതി

നൽകിയിരിക്കുന്ന ഡാറ്റ അനുസരിച്ച്:

a) കയറ്റുമതി ചെയ്ത ലോഹ ഉൽപ്പന്നങ്ങളുടെ വില സൂചികകളും ഭൗതിക അളവും കണക്കാക്കുക;

ബി) കരാർ വിലകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ സ്വാധീനത്തിൽ കയറ്റുമതി വരുമാനം എത്ര തുക (ദശലക്ഷക്കണക്കിന് യുഎസ് ഡോളർ) മാറിയെന്ന് നിർണ്ണയിക്കുക.

ലഭിച്ച സൂചകങ്ങൾ വിശകലനം ചെയ്ത് നിഗമനങ്ങളിൽ എത്തിച്ചേരുക.

പരിഹാരം.

a) വില സൂചികയുടെ മൊത്തത്തിലുള്ള രൂപം രൂപാന്തരപ്പെടുത്തുക

=> => അല്ലെങ്കിൽ 91%

കയറ്റുമതി ചെയ്ത ഉൽപ്പന്നങ്ങളുടെ ഭൗതിക അളവിൻ്റെ സൂചിക

=> അല്ലെങ്കിൽ 104%

ബി) കരാർ വിലകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ സ്വാധീനം മൂലം കയറ്റുമതി വരുമാനത്തിൽ പൂർണ്ണമായ മാറ്റം, ദശലക്ഷം യുഎസ് ഡോളർ

ലോഹവില ശരാശരി 9% കുറഞ്ഞു. കയറ്റുമതി ചെയ്ത ലോഹ ഉൽപന്നങ്ങളുടെ ഭൗതിക അളവിൽ വളർച്ച 4% ആണ്. ലോഹ ഉൽപന്നങ്ങളുടെ കരാർ വിലയിലെ മാറ്റങ്ങൾ കയറ്റുമതി വരുമാനത്തിൽ 434.2 ദശലക്ഷം യുഎസ് ഡോളർ കുറയാൻ കാരണമായി.

ഉദാഹരണം 3.വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയിൽ ഇനിപ്പറയുന്ന ഡാറ്റ ലഭ്യമാണ് (പട്ടിക 40).

പട്ടിക 40

2002 ൽ റഷ്യൻ ഫെഡറേഷൻ്റെ ചില പ്രദേശങ്ങളിൽ വ്യത്യസ്ത ശരാശരി പ്രതിശീർഷ പണ വരുമാനമുള്ള ഗ്രൂപ്പുകളിലെ വരുമാന ഘടന.

സലായ്, ഗേറ്റീവ് സൂചികകൾ ഉപയോഗിച്ച് വിവിധ ഗ്രൂപ്പുകളുടെ വരുമാനത്തിലെ ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളുടെ പ്രാധാന്യം നിർണ്ണയിക്കുക.

പരിഹാരം. 1.നമുക്ക് Szalai സൂചിക നിർവചിക്കാം.

സലായ് സൂചിക I s =,

എവിടെ d 1- രണ്ടാമത്തെ ഗ്രൂപ്പിലെ വരുമാന ഘടന

d 0- ആദ്യ ഗ്രൂപ്പിലെ വരുമാന ഘടന

എൻ- ഗ്രൂപ്പുകളുടെ എണ്ണം

ഞങ്ങൾ കണക്കാക്കിയ ഡാറ്റ പട്ടിക 41 ൽ അവതരിപ്പിക്കുന്നു.

പട്ടിക 41

സലായ് സൂചിക കണക്കാക്കുന്നതിനുള്ള ഡാറ്റ

പട്ടിക 41-ൻ്റെ തുടർച്ച

	സ്വത്ത് വരുമാനം	-0,74	3,34	-0,2216	0,0491
	മറ്റ് വരുമാനം	4,6	48,9	0,0941	0,0089
	ആകെ:	-	-	-	0,2075

അങ്ങനെ, വിവിധ ഗ്രൂപ്പുകളുടെ ആളോഹരി വരുമാനത്തിൻ്റെ വിതരണത്തിൽ സലായ് സൂചിക വളരെ പ്രധാനപ്പെട്ട വ്യത്യാസങ്ങൾ കാണിക്കുന്നു.

2. കെ. ഗേറ്റേവിൻ്റെ സമഗ്ര ഗുണകം കണക്കാക്കുക:

കണക്കാക്കിയ ഡാറ്റ പട്ടിക 42 ൽ നൽകിയിരിക്കുന്നു.

പട്ടിക 42

കെ.ഗേറ്റിൻ്റെ ഇൻ്റഗ്രൽ കോഫിഫിഷ്യൻ്റ് കണക്കാക്കുന്നതിനുള്ള ഡാറ്റ

അങ്ങനെ, കുറഞ്ഞതും ഉയർന്നതുമായ പ്രതിശീർഷ വരുമാനമുള്ള ഗ്രൂപ്പ് തമ്മിലുള്ള വരുമാനത്തിൻ്റെ തരം അനുസരിച്ച് വിതരണത്തിലെ വ്യത്യാസങ്ങൾ K. Gatev ൻ്റെ ഗുണകം കാണിക്കുന്നു.

ചോദ്യങ്ങൾ നിയന്ത്രിക്കുക

1. സൂചികകളുടെ ആശയം.

2. വ്യക്തിഗത സൂചികകളും അവയുടെ തരങ്ങളും.

3. സാമ്പത്തിക സൂചികകളുടെ പ്രധാന തരം. സാമ്പത്തിക സൂചികയുടെ പ്രധാന രൂപമായി മൊത്തം സൂചിക.

5. ചെയിൻ, അടിസ്ഥാന സൂചികകൾ തമ്മിലുള്ള ബന്ധം.

ഒരു പ്രത്യേക സെറ്റിൻ്റെ ഘടന സമയത്തിലോ സ്ഥലത്തിലോ സ്ഥിരമായി നിലനിൽക്കില്ല. വ്യത്യസ്ത കാലഘട്ടങ്ങളിലെ ഘടനകളെയോ വ്യത്യസ്ത പ്രദേശിക വസ്തുക്കളുടെ ഘടനകളെയോ താരതമ്യം ചെയ്യുമ്പോൾ ഘടനകളിലെ മാറ്റങ്ങൾ വിശകലനം ചെയ്യേണ്ടതിൻ്റെ ആവശ്യകത ഉയർന്നുവരുന്നു. ആദ്യ സന്ദർഭത്തിൽ അവർ ഘടനാപരമായ ഷിഫ്റ്റുകളെക്കുറിച്ച് സംസാരിക്കുന്നു, രണ്ടാമത്തേതിൽ - ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളെക്കുറിച്ച്.

താരതമ്യപ്പെടുത്തിയ ജനസംഖ്യയുടെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസം ഈ ജനസംഖ്യയുടെ വ്യക്തിഗത ഭാഗങ്ങളുടെ പ്രത്യേക ഭാരത്തിലെ വ്യത്യാസത്തിൽ പ്രകടിപ്പിക്കാം. ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങളെ സൂചിപ്പിക്കുന്ന എല്ലാ സൂചകങ്ങളും കേവലവും ആപേക്ഷികവുമായി തിരിച്ചിരിക്കുന്നു. ഘടനകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ സമ്പൂർണ്ണ സൂചകങ്ങൾ വ്യത്യസ്ത ഘടനകളുടെ അനുബന്ധ ഭാഗങ്ങളുടെ പ്രത്യേക ഗുരുത്വാകർഷണം തമ്മിലുള്ള വ്യത്യാസത്തെ അടിസ്ഥാനമാക്കിയുള്ളതാണ്. അവ ശതമാനം പോയിൻ്റുകളിൽ അളക്കുന്നു, പോസിറ്റീവ് അല്ലെങ്കിൽ നെഗറ്റീവ് ആകാം, അവയുടെ ആകെത്തുക പൂജ്യമാണ്. ഒരു ഘടനയിൽ വിശകലനം ചെയ്ത ഭാഗത്തിൻ്റെ പങ്ക് മറ്റൊരു ഘടനയിലെ മൂല്യവുമായി താരതമ്യപ്പെടുത്തുമ്പോൾ (യഥാക്രമം പോസിറ്റീവ് അല്ലെങ്കിൽ നെഗറ്റീവ് മൂല്യം) എത്ര ശതമാനം പോയിൻറ് കാണിക്കുന്നു. ആപേക്ഷിക സൂചകങ്ങൾ കണക്കാക്കുന്നത് അനുബന്ധ നിർദ്ദിഷ്ട ഭാരങ്ങളുടെ അനുപാതം കൊണ്ടാണ്: ഫലം ഒന്നിൽ കൂടുതലാണെങ്കിൽ, താരതമ്യപ്പെടുത്തിയ ഘടനയിലെ ഈ മൂലകത്തിൻ്റെ പങ്ക് അടിസ്ഥാന ഘടനയേക്കാൾ കൂടുതലാണ്; അത് ഒന്നിൽ കുറവാണെങ്കിൽ, വിഹിതം താരതമ്യപ്പെടുത്തിയ ഘടനയുടെ വിശകലനം ചെയ്ത ഘടകം അടിസ്ഥാന ഘടനയിലെ ഈ മൂലകത്തിൻ്റെ വിഹിതത്തിൻ്റെ അനുബന്ധ ഭാഗമാണ്. രണ്ട് ഘടനകളിലെ മാറ്റങ്ങൾ വിശകലനം ചെയ്യുമ്പോൾ, ഈ മാറ്റങ്ങളുടെ വസ്തുനിഷ്ഠമായ ചിത്രം ലഭിക്കുന്നതിന്, കേവലവും ആപേക്ഷികവുമായ സൂചകങ്ങൾ ഉപയോഗിക്കേണ്ടത് ആവശ്യമാണ്. 2000 ലും 2011 ലും വരുമാന സ്രോതസ്സ് പ്രകാരം റഷ്യൻ ഫെഡറേഷൻ്റെ ജനസംഖ്യയുടെ പണ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയെക്കുറിച്ചുള്ള ഔദ്യോഗിക സ്റ്റാറ്റിസ്റ്റിക്കൽ ഡാറ്റ നമുക്ക് പരിഗണിക്കാം. (പട്ടിക 6.5).

അവതരിപ്പിച്ച ഡാറ്റ ഉപയോഗിച്ച്, 2000-നെ അപേക്ഷിച്ച് 2011-ലെ ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളെ സൂചിപ്പിക്കുന്ന സൂചകങ്ങൾ ഞങ്ങൾ കണക്കാക്കും.

പട്ടിക 6.5

2000, 2011 വർഷങ്ങളിലെ വരുമാന സ്രോതസ്സ് അനുസരിച്ച് റഷ്യൻ ഫെഡറേഷൻ്റെ ജനസംഖ്യയുടെ പണ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയെക്കുറിച്ചുള്ള സ്റ്റാറ്റിസ്റ്റിക്കൽ ഡാറ്റ.

2000 നെ അപേക്ഷിച്ച് 2011 ൽ റഷ്യൻ ഫെഡറേഷൻ്റെ ജനസംഖ്യയുടെ പണ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയിൽ മാറ്റങ്ങളുണ്ടായി എന്നത് വ്യക്തമാണ്: ബിസിനസ് പ്രവർത്തനങ്ങളിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനവും സ്വത്തിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനവും കുറഞ്ഞു, മറ്റ് വരുമാന ഇനങ്ങളുടെ വിഹിതം വർദ്ധിച്ചു. സമ്പൂർണ്ണ മാറ്റത്തിൻ്റെ (പ്ലസുകളും മൈനസുകളും) അടയാളങ്ങളാൽ ഇത് സ്ഥിരീകരിക്കപ്പെടുന്നു. ലഭിച്ച ഫലങ്ങളെ അടിസ്ഥാനമാക്കി, സമ്പൂർണ്ണ മാറ്റങ്ങളുടെ കാര്യത്തിൽ, ബിസിനസ്സ് പ്രവർത്തനങ്ങൾ, സാമൂഹിക ആനുകൂല്യങ്ങൾ, വേതനം എന്നിവയിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനത്തിൻ്റെ ഷെയറുകളിൽ ഏറ്റവും വലിയ മാറ്റങ്ങൾ സംഭവിച്ചുവെന്ന് നമുക്ക് പറയാൻ കഴിയും, ആപേക്ഷികമായി, മറ്റ് ഓഹരികളിൽ ഏറ്റവും പ്രധാനപ്പെട്ട മാറ്റങ്ങൾ നിരീക്ഷിക്കപ്പെടുന്നു. സ്വത്തിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനവും വരുമാനവും. ആപേക്ഷിക വർദ്ധനവ് (കുറവ്) വഴി ആപേക്ഷിക മാറ്റം കൂടുതൽ വ്യക്തമായി കാണാം. ആപേക്ഷിക വർദ്ധനവ് (കുറവ്) ആപേക്ഷിക മാറ്റത്തിൽ നിന്നാണ് കണക്കാക്കുന്നത് (100 കൊണ്ട് ഗുണിച്ച് 100% കുറയ്ക്കുന്നു). ഇതിനർത്ഥം ബിസിനസ് പ്രവർത്തനങ്ങളിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനത്തിൻ്റെ വിഹിതം 2000-നെ അപേക്ഷിച്ച് 2011-ൽ 6.3 ശതമാനം കുറഞ്ഞു, അല്ലെങ്കിൽ 2000-ൽ അതിൻ്റെ മൂല്യത്തിൻ്റെ 2011-ൽ 41% ആയി; 2000 നെ അപേക്ഷിച്ച് 2011 ലെ വേതനത്തിൻ്റെ വിഹിതം 4.3 ശതമാനം അല്ലെങ്കിൽ 1.07 മടങ്ങ് അല്ലെങ്കിൽ 7% വർദ്ധിച്ചു. അതുപോലെ, മറ്റ് വരുമാന സ്രോതസ്സുകളെക്കുറിച്ച് നിഗമനങ്ങളിൽ എത്തിച്ചേരാനാകും. കേവലവും ആപേക്ഷികവുമായ സൂചകങ്ങളിലെ വ്യത്യസ്ത അളവിലുള്ള മാറ്റങ്ങൾ വ്യക്തിഗത ഘടകങ്ങളുടെ വിഹിതത്തിൻ്റെ വലുപ്പത്തിലുള്ള വ്യത്യാസങ്ങളാൽ വിശദീകരിക്കപ്പെടുന്നു. മറ്റ് വരുമാനത്തിൻ്റെ വിഹിതത്തിൽ 0.8 ശതമാനം വർദ്ധനവ് ആപേക്ഷിക മാറ്റത്തിൽ പരമാവധി വർദ്ധനവ് നൽകി, കാരണം ഈ വരുമാന സ്രോതസ്സിൻ്റെ വിഹിതത്തിൻ്റെ മൂല്യം ഏറ്റവും ചെറുതാണ്. അതേ സമയം, വേതനത്തിൻ്റെ വിഹിതത്തിൽ 4.3 ശതമാനം വർധനവ് ഉണ്ടായത് 1.07 ൻ്റെ ഏറ്റവും ചെറിയ ആപേക്ഷിക മാറ്റത്തിന് അല്ലെങ്കിൽ 7% വർദ്ധനവാണ്. ഈ ഉദാഹരണത്തിൽ പ്രതിഫലിക്കുന്ന കഴിഞ്ഞ 10 വർഷത്തിനിടയിൽ സംഭവിച്ച മാറ്റങ്ങളുടെ ഉള്ളടക്കം ശ്രദ്ധിക്കേണ്ടതാണ്. റഷ്യൻ ഫെഡറേഷൻ്റെ ജനസംഖ്യയുടെ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയിൽ, വേതനത്തിൻ്റെയും സാമൂഹിക പേയ്മെൻ്റുകളുടെയും ഓഹരികൾ വർദ്ധിച്ചു, ബിസിനസ്സ് പ്രവർത്തനങ്ങളിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനത്തിൻ്റെ ഓഹരികൾ, സ്വത്തിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനം, മറ്റ് വരുമാനം എന്നിവ കുറഞ്ഞു.

മൊത്തത്തിലുള്ള വ്യക്തിഗത ഭാഗങ്ങളിലെ മാറ്റത്തിൻ്റെ കേവലവും ആപേക്ഷികവുമായ സൂചകങ്ങൾ പരസ്പരം ആനുപാതികമല്ല: ചെറിയ കേവല മാറ്റങ്ങൾ വലിയ ആപേക്ഷിക മാറ്റങ്ങളുമായി പൊരുത്തപ്പെടാം, കൂടാതെ വലിയ കേവല മാറ്റങ്ങൾ ചെറിയ ആപേക്ഷികമായവയുമായി പൊരുത്തപ്പെടാം. അതുകൊണ്ടാണ്, ഏതെങ്കിലും ജനസംഖ്യയുടെ ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങൾ വിശകലനം ചെയ്യുമ്പോൾ, താരതമ്യപ്പെടുത്തിയ ഘടനകളിലെ ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളെക്കുറിച്ച് കൂടുതൽ കൃത്യമായ ആശയം ലഭിക്കുന്നതിന് ഘടനകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ കേവലവും ആപേക്ഷികവുമായ സൂചകങ്ങൾ കണക്കാക്കണം.

പൊതുവായ സൂചകങ്ങളിലേക്ക് നീങ്ങുമ്പോൾ, ഇനിപ്പറയുന്ന പോയിൻ്റിലേക്ക് നമുക്ക് ശ്രദ്ധ നൽകാം. പഠനത്തിൻ കീഴിലുള്ള ജനസംഖ്യയുടെ മൊത്തം അളവ് വർദ്ധിക്കുകയാണെങ്കിൽ, ജനസംഖ്യയുടെ വ്യക്തിഗത ഘടകങ്ങളുടെ മാറ്റത്തിൻ്റെ ആപേക്ഷിക സൂചകങ്ങൾ ഐക്യത്തേക്കാൾ കൂടുതലോ കുറവോ ആയിരിക്കാം, അതായത്. അവ വളരാനും ചുരുങ്ങാനും കഴിയും. കൂടാതെ, ഒരു വ്യക്തിഗത മൂലകത്തിലെ മാറ്റത്തിൻ്റെ ആപേക്ഷിക സൂചകം മൊത്തത്തിലുള്ള ആപേക്ഷിക മാറ്റത്തേക്കാൾ വലുതാണെങ്കിൽ, ഈ മൂലകത്തിൻ്റെ മൊത്തത്തിലുള്ള ഭാരം വർദ്ധിക്കുന്നു എന്നാണ് ഇതിനർത്ഥം. അതനുസരിച്ച്, ഏതെങ്കിലും മൂലകത്തിനോ ജനസംഖ്യയുടെ ഭാഗത്തിനോ ഉള്ള മാറ്റത്തിൻ്റെ ആപേക്ഷിക സൂചകം മൊത്തത്തിൽ മുഴുവൻ ജനസംഖ്യയ്ക്കും ഒരേ സൂചകത്തേക്കാൾ കുറവാണെങ്കിൽ, മൊത്തം വോള്യത്തിൽ ഈ ഭാഗത്തിൻ്റെ പങ്ക് കുറയുന്നു എന്നാണ് ഇതിനർത്ഥം. അങ്ങനെ, മൊത്തത്തിലുള്ള ഘടനയിലെ മാറ്റം അതിൻ്റെ വ്യക്തിഗത ഭാഗങ്ങളിലെ മാറ്റത്തിൻ്റെ അസമമായ തീവ്രതയുടെ അനന്തരഫലമാണ്, അതായത്. നിർദ്ദിഷ്ട ഗുരുത്വാകർഷണത്തിലെ ആപേക്ഷിക മാറ്റങ്ങളിലെ വ്യത്യാസങ്ങൾ.

ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങൾ വിശകലനം ചെയ്യുമ്പോൾ, ഈ മാറ്റങ്ങളുടെ പൊതുവായ വിവരണം പലപ്പോഴും ആവശ്യമാണ്. ഇതിനായി താഴെ പറയുന്ന സൂചകങ്ങൾ ഉപയോഗിക്കാം.

1. നിർദ്ദിഷ്ട ഗുരുത്വാകർഷണത്തിലെ കേവല മാറ്റങ്ങളുടെ ആകെത്തുക

രണ്ട് ജനസംഖ്യയുടെ വ്യക്തിഗത ഘടകങ്ങളുടെ അനുപാതം എവിടെയാണ് താരതമ്യം ചെയ്യുന്നത്; എൻ- മൊത്തം മൂലകങ്ങളുടെ (ഗ്രൂപ്പുകൾ) എണ്ണം.

നിർദ്ദിഷ്ട ഭാരത്തിലെ കേവലമായ മാറ്റങ്ങളുടെ ആകെത്തുക ശതമാനം പോയിൻ്റുകളിൽ പ്രകടിപ്പിക്കുന്നു. ഈ മൂല്യം ഒരു ഘടനയിൽ നിന്ന് മറ്റൊന്നിൽ നിന്നുള്ള വ്യതിയാനങ്ങളുടെ ആകെ വ്യാപ്തിയെ ചിത്രീകരിക്കുന്നു.

.

ശതമാനമായി പ്രകടിപ്പിക്കുന്ന നിർദ്ദിഷ്ട ഗുരുത്വാകർഷണങ്ങളിലൂടെ കണക്കാക്കുന്ന വ്യത്യാസ സൂചികയ്ക്ക് 0 മുതൽ 100% വരെ മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കാം; പൂജ്യത്തിലേക്ക് അടുക്കുന്നത് മാറ്റമില്ല; പരമാവധി സമീപിക്കുന്നത് ഘടനയിലെ കാര്യമായ മാറ്റത്തെ സൂചിപ്പിക്കുന്നു.

3. ഘടനാപരമായ ഷിഫ്റ്റുകളുടെ ഇൻ്റഗ്രൽ കോഫിഫിഷ്യൻ്റ് കെ. ഗതേവ. മുകളിലുള്ള സൂചകങ്ങൾ ജനസംഖ്യയുടെ വ്യക്തിഗത ഘടകങ്ങളുടെ ഓഹരികളിലെ മാറ്റങ്ങളെക്കുറിച്ചുള്ള ഒരു ആശയം നൽകുന്നില്ല. താരതമ്യപ്പെടുത്തിയ ഘടനകളിലെ വ്യക്തിഗത ഗ്രൂപ്പുകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ തീവ്രത ഈ സൂചകം കണക്കിലെടുക്കുന്നു:

.

പഠനത്തിൻ കീഴിലുള്ള ജനസംഖ്യ വിഭജിച്ചിരിക്കുന്ന ഗ്രൂപ്പുകളുടെ എണ്ണം ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളുടെ അന്തിമ വിലയിരുത്തലിനെ ബാധിക്കുന്നു.

4. സലായ് ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസ സൂചിക. താരതമ്യപ്പെടുത്തിയ ഘടനകളിലെ ഗ്രൂപ്പുകളുടെയോ ഘടകങ്ങളുടെയോ എണ്ണവും ഈ സൂചകം കണക്കിലെടുക്കുന്നു:

.

അവസാനം അവതരിപ്പിച്ച രണ്ട് ഗുണകങ്ങൾക്കും (അല്ലെങ്കിൽ സൂചികകൾ) പൂജ്യത്തിൽ നിന്ന് ഒന്നിലേക്ക് മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കാം. തത്ഫലമായുണ്ടാകുന്ന മൂല്യം ഐക്യത്തോട് അടുക്കുമ്പോൾ, സംഭവിച്ച ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങൾ കൂടുതൽ പ്രാധാന്യമർഹിക്കുന്നു. മൊത്തം യൂണിറ്റുകളുടെ എണ്ണം വലുതായിരിക്കുമ്പോൾ Szalai കോഫിഫിഷ്യൻ്റ് ഒന്നിനടുത്ത് മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കുന്നു.

5. Ryabtsev സൂചിക. ഈ സൂചകത്തിൻ്റെ മൂല്യങ്ങൾ ഘടനകളുടെ ഗ്രേഡേഷനുകളുടെ എണ്ണത്തെ ആശ്രയിക്കുന്നില്ല. ഘടനയുടെ ഘടകങ്ങൾ തമ്മിലുള്ള പൊരുത്തക്കേടുകളുടെ സാധ്യമായ പരമാവധി മൂല്യത്തിൻ്റെ അടിസ്ഥാനത്തിലാണ് വിലയിരുത്തൽ നടത്തുന്നത്; ഘടനകളുടെ വ്യക്തിഗത ഘടകങ്ങളുടെ യഥാർത്ഥ പൊരുത്തക്കേടുകൾ സാധ്യമായ പരമാവധി മൂല്യങ്ങളുമായി താരതമ്യപ്പെടുത്തുന്നു:

.

ഈ ഗുണകം (സൂചിക) പൂജ്യത്തിൽ നിന്ന് ഒന്നിലേക്ക് മൂല്യങ്ങളും എടുക്കുന്നു. ലഭിച്ച സൂചക മൂല്യങ്ങൾ വിലയിരുത്തുന്നതിനുള്ള ഒരു സ്കെയിലിൻ്റെ സാന്നിധ്യം ഈ സൂചകത്തിൻ്റെ ഒരു നേട്ടമായി കണക്കാക്കാം (പട്ടിക 6.6).

പട്ടിക 6.6

Ryabtsev സൂചിക ഉപയോഗിച്ച് ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളുടെ പ്രാധാന്യം വിലയിരുത്തുന്നതിനുള്ള സ്കെയിൽ

അതിനാൽ, ലിസ്റ്റുചെയ്ത സൂചകങ്ങൾ ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളുടെ പൊതുവായ സ്വഭാവത്തെ പ്രതിനിധീകരിക്കുന്നു, എന്നാൽ ഈ മാറ്റങ്ങളുടെ വ്യാപ്തിയെക്കുറിച്ച് ഒരു ആശയം നൽകുന്നില്ല.

ഇനിപ്പറയുന്ന സൂചകങ്ങൾ ഈ ആശയം നൽകുന്നു.

6. ഷെയറുകളിലെ ശരാശരി രേഖീയ മാറ്റം

.

7. ശരാശരി ചതുര മാറ്റം

.

മാറ്റത്തിൻ്റെ അളവിൻ്റെ ശരാശരി എസ്റ്റിമേറ്റ് (ഒരു ഗ്രൂപ്പിന്, ജനസംഖ്യാ യൂണിറ്റ്) ഷെയറുകളിലെ ശരാശരി രേഖീയ മാറ്റം അല്ലെങ്കിൽ ഈ മാറ്റങ്ങളുടെ റൂട്ട് ശരാശരി സ്ക്വയർ പ്രതിനിധീകരിക്കുന്നു. ലഭിച്ച മൂല്യങ്ങൾ താരതമ്യപ്പെടുത്തിയ ഘടനകളുടെ നിർദ്ദിഷ്ട ഭാരം ശരാശരി എത്ര ശതമാനം പോയിൻ്റുകൾ പരസ്പരം വ്യതിചലിക്കുന്നു എന്ന് കാണിക്കുന്നു. ഈ രണ്ട് സൂചകങ്ങളുടെയും വിശകലന ഉള്ളടക്കം ഒന്നുതന്നെയാണ്. എന്നിരുന്നാലും, ചതുര ശരാശരി എല്ലായ്പ്പോഴും ഗണിത ശരാശരിയേക്കാൾ കൂടുതലാണ്, അതിനാൽ റൂട്ട് ശരാശരി ചതുര മാറ്റത്തിൻ്റെ മൂല്യം രേഖീയ ശരാശരിയേക്കാൾ വലുതായിരിക്കും. മൊത്തത്തിലുള്ള എല്ലാ ഭാഗങ്ങളുടെയും നിർദ്ദിഷ്ട ഭാരത്തിലെ കേവലമായ മാറ്റങ്ങൾ കേവല മൂല്യത്തിൽ തുല്യമാണെങ്കിൽ രണ്ട് സൂചകങ്ങൾ തുല്യമായിരിക്കും. ഘടനകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ അഭാവത്തിൽ, ഈ സൂചകങ്ങൾ പൂജ്യത്തിന് തുല്യമാണ്. ശരാശരി ലീനിയർ മാറ്റത്തിൻ്റെ അളവ് സൂചകത്തിൻ്റെ അളവുമായി പൊരുത്തപ്പെടുന്നതിനാൽ, ഈ എസ്റ്റിമേറ്റ് കൂടുതൽ കൃത്യമായി കണക്കാക്കണം, എന്നിരുന്നാലും, ശരാശരി ചതുര മാറ്റം പലപ്പോഴും ഉപയോഗിക്കുന്നു, കാരണം ഇത് ഘടനയിലെ ദുർബലമായ ഏറ്റക്കുറച്ചിലുകളോട് കൂടുതൽ സെൻസിറ്റീവ് ആയി പ്രതികരിക്കുന്നു.

ലിസ്റ്റുചെയ്ത സൂചകങ്ങൾ ഉപയോഗിക്കുമ്പോൾ, ഈ മാറ്റം സംഭവിച്ച അടിത്തറയുടെ വലുപ്പം കണക്കിലെടുക്കാതെ ഘടനകളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ വിശകലനം സംഭവിക്കുന്നു. കേവലമായ മാറ്റങ്ങളേക്കാൾ ആപേക്ഷികമായി ഉപയോഗിച്ചുകൊണ്ട് കൂടുതൽ കൃത്യമായ വിലയിരുത്തൽ നടത്താം. പ്രത്യേകിച്ചും, ശരാശരി ആപേക്ഷിക രേഖീയ മാറ്റം മൊഡ്യൂളോ എടുത്ത ആപേക്ഷിക രേഖീയ വ്യതിയാനങ്ങളുടെ (അതായത് വളർച്ചാ നിരക്ക്) ശരാശരിയായി കണക്കാക്കാം:

.

100 കൊണ്ട് ഗുണിച്ച ഫലം ഒരു ശതമാനമായി പ്രകടിപ്പിക്കുകയും എളുപ്പത്തിൽ വിലയിരുത്തുകയും ചെയ്യാം.

ഘടനയുടെ ഗ്രാഫിക്കൽ താരതമ്യ വിശകലനം

സാമൂഹിക-സാമ്പത്തിക ഗവേഷണത്തിൽ, നിരവധി കാലഘട്ടങ്ങളിൽ പ്രതിഭാസങ്ങളുടെ അല്ലെങ്കിൽ പ്രക്രിയകളുടെ ഘടനകൾ വിശകലനം ചെയ്യേണ്ട സാഹചര്യങ്ങൾ പലപ്പോഴും ഉണ്ടാകാറുണ്ട്. ഈ കേസിലെ വിശകലന രീതികളിലൊന്ന് ഘടനാപരമായ ഡയഗ്രമുകൾ പരിഗണിക്കുക എന്നതാണ്.

ഏറ്റവും സാധാരണമായ ഘടനാപരമായ ഡയഗ്രം പൈ അല്ലെങ്കിൽ പൈ ആണ്

ചിത്രം - 2003-ലെ വിദ്യാഭ്യാസത്തിലൂടെ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയും ഘടനയും, %

ഒന്നോ രണ്ടോ മൂന്നോ കാലഘട്ടങ്ങളിൽ ഒരു പ്രതിഭാസത്തിൻ്റെ ഘടന ചിത്രീകരിക്കുമ്പോൾ ഇത്തരത്തിലുള്ള ഡയഗ്രം ഉപയോഗിക്കാൻ ഏറ്റവും സൗകര്യപ്രദമാണ്, എന്നാൽ പ്രായോഗികമായി 5 അല്ലെങ്കിൽ അതിൽ കൂടുതൽ കാലഘട്ടങ്ങളിൽ ഘടന താരതമ്യം ചെയ്യേണ്ടത് ആവശ്യമായി വരുമ്പോൾ ഒരു സാഹചര്യം ഉണ്ടാകാം. ഈ സാഹചര്യത്തിൽ, നിങ്ങൾ ഒരു ഡോനട്ട് ചാർട്ട് ഉപയോഗിക്കേണ്ടതുണ്ട്.

ചിത്രം - 1992-ലെ വിദ്യാഭ്യാസത്തിലൂടെ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയും ഘടനയും. കൂടാതെ 2003, %

ചിത്രം - 1992, 1998, 2002-2003-ലെ വിദ്യാഭ്യാസം വഴി തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയും ഘടനയും, %

കാലക്രമേണ ജനസംഖ്യയുടെ ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങൾ വിലയിരുത്തുന്നതിനും വ്യക്തിഗത ഗ്രൂപ്പുകളുടെ ഘടന നിർണ്ണയിക്കുന്നതിനും, ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളുടെയും ഷിഫ്റ്റുകളുടെയും സൂചകങ്ങൾ ഉപയോഗിക്കുന്നു. ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളുടെ ഏറ്റവും ലളിതമായ സൂചകങ്ങൾ ഇവയാണ് [പേജ് 37, ടിമോഫീവ]:

ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളുടെ രേഖീയ ഗുണകം (ഷിഫ്റ്റുകൾ) അല്ലെങ്കിൽ റീ സൂചിക:

എവിടെ d1, ചെയ്യുക- റിപ്പോർട്ടിംഗിൻ്റെയും അടിസ്ഥാന കാലയളവുകളുടെയും ഘടന, %

പി -വരികളുടെ എണ്ണം.

ശരാശരി, റിപ്പോർട്ടിംഗ് കാലയളവിൻ്റെ ഘടന അടിസ്ഥാന കാലയളവിൻ്റെ ഘടനയുമായി എത്രത്തോളം പൊരുത്തപ്പെടുന്നില്ലെന്ന് കാണിക്കുന്നു. സൂചകത്തിൻ്റെ ഒരു പോരായ്മ അതിൻ്റെ മൂല്യത്തെ ആശ്രയിച്ചിരിക്കുന്നു എന്നതാണ് എൻ. എങ്കിൽ എൻചെറുതാണ്, അപ്പോൾ സൂചിക ചെറിയ മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കുന്നു, തിരിച്ചും.

ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളുടെ ക്വാഡ്രാറ്റിക് കോഫിഫിഷ്യൻ്റ്:

0 £ ഡി£100 അല്ലെങ്കിൽ £0 എസ്£100 (% ൽ ഡാറ്റ അളക്കുകയാണെങ്കിൽ).

സൂചകങ്ങളുടെ മൂല്യം 0-ലേക്ക് അടുക്കുന്തോറും പഠിക്കപ്പെടുന്ന ജനസംഖ്യയുടെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസങ്ങൾ കുറയുന്നു; അല്ലെങ്കിൽ ചലനാത്മകതയിൽ ജനസംഖ്യയുടെ ഘടനയിൽ സംഭവിച്ച ചെറിയ മാറ്റങ്ങൾ.

ഘടനാ സൂചകങ്ങളുടെ ചലനാത്മകത പഠിക്കാൻ പ്രധാനമായും ലീനിയർ, ക്വാഡ്രാറ്റിക് കോഫിഫിഷ്യൻറുകൾ ഉപയോഗിക്കുന്നു, കാരണം ചില സമയങ്ങളിൽ ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ തീവ്രതയെക്കുറിച്ച് നിഗമനങ്ങളിൽ എത്തിച്ചേരാൻ വ്യക്തമായി അനുവദിക്കുക.

ഗതേവ സൂചിക(ഗേറ്റീവ് സൂചിക) സമചതുര വ്യതിയാനങ്ങളുള്ള ഘടനകളെ വേർതിരിക്കുന്നു.

Ryabtsev സൂചിക(Ryabtsev സൂചിക) Gatev സൂചികയിൽ നിന്ന് അല്പം വ്യത്യാസപ്പെട്ടിരിക്കുന്നു കൂടാതെ താഴ്ന്ന മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കുന്നു:

സലായ് സൂചികവ്യത്യസ്ത ജനസംഖ്യാ ഗ്രൂപ്പുകൾക്കിടയിൽ സമയ ബജറ്റ് ഉപയോഗത്തിൻ്റെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസങ്ങൾ പഠിക്കുമ്പോഴാണ് (Szalai സൂചിക) അവതരിപ്പിച്ചത്:

മുകളിൽ ചർച്ച ചെയ്ത ഈ ഗ്രൂപ്പിൻ്റെ എല്ലാ സൂചികകളിൽ നിന്നും സലായ് സൂചിക വ്യത്യസ്തമാണ്. മൊത്തം യൂണിറ്റുകളുടെ ഒരു വലിയ സംഖ്യ ആയിരിക്കുമ്പോൾ ഇതിന് ഒന്നിനടുത്ത് മൂല്യങ്ങൾ ആവശ്യമാണ്.

നൽകിയിരിക്കുന്ന സൂചികകൾ 0 മുതൽ 1 വരെയുള്ള ശ്രേണിയിൽ മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കുന്നു. ഒന്നോ അല്ലെങ്കിൽ മറ്റൊരു സൂചിക പൂജ്യത്തിന് തുല്യമാണെങ്കിൽ, ഘടനകളുടെ പൂർണ്ണമായ സാമ്യം നിരീക്ഷിക്കപ്പെടുന്നു, ഒന്ന് പൂർണ്ണമായ വ്യത്യാസമാണെങ്കിൽ. 0.5 ൽ കൂടുതലാണെങ്കിൽ, റിപ്പോർട്ടിംഗിൻ്റെയും നിലവിലെ കാലയളവുകളുടെയും ഘടനയിലെ വ്യത്യാസങ്ങൾ പ്രാധാന്യമർഹിക്കുന്നതായി കണക്കാക്കുന്നു.

പ്രദേശത്തെ ജനസംഖ്യയുടെ പണ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയിൽ ഇനിപ്പറയുന്ന സോപാധിക ഡാറ്റ ലഭ്യമാണ്, ശതമാനത്തിൽ:

ജനസംഖ്യയുടെ പണ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങളെക്കുറിച്ച് ഒരു നിഗമനത്തിലെത്തേണ്ടത് ആവശ്യമാണ്.

പരിഹാരം.

മേൽപ്പറഞ്ഞ സൂചകങ്ങളെ അടിസ്ഥാനമാക്കി, സ്വത്തിൽ നിന്നുള്ള വരുമാനത്തിൻ്റെ വിഹിതം വർദ്ധിച്ചതോടെ ജനസംഖ്യയുടെ പണ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയിൽ, വേതനത്തിൻ്റെ വിഹിതം കുറഞ്ഞു (അടിസ്ഥാന കാലയളവിൽ 60% ൽ നിന്ന് റിപ്പോർട്ടിംഗ് കാലയളവിൽ 42% ആയി) എന്ന് നമുക്ക് നിഗമനം ചെയ്യാം. ബിസിനസ്സ് പ്രവർത്തനങ്ങൾ (യഥാക്രമം 24% മുതൽ 44% വരെ) .

ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളുടെ അളവിൻ്റെ പൊതുവായ സ്വഭാവം ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളുടെ അവിഭാജ്യ സൂചകങ്ങളാൽ നൽകിയിരിക്കുന്നു, അതിൻ്റെ കണക്കുകൂട്ടൽ പട്ടികയിൽ ചിത്രീകരിച്ചിരിക്കുന്നു:

ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസങ്ങളുടെ കണക്കാക്കിയ സൂചകങ്ങളുടെ അളവ് പ്രദേശത്തെ ജനസംഖ്യയുടെ പണ വരുമാനത്തിൻ്റെ ഘടനയിൽ കാര്യമായ മാറ്റങ്ങളെ സൂചിപ്പിക്കുന്നു.

പ്രശ്നങ്ങൾ 5-6സൂചകങ്ങളുടെ ചലനാത്മകത പഠിക്കുന്നത് ഉൾപ്പെടുന്നു, അതായത്. കാലക്രമേണ പ്രതിഭാസങ്ങളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ തീവ്രത, ഇനിപ്പറയുന്ന സൂചകങ്ങൾ ഉപയോഗിച്ച് നടപ്പിലാക്കുന്നു: സമ്പൂർണ്ണ വളർച്ച, വളർച്ചാ നിരക്ക്, വളർച്ചാ നിരക്ക്, വളർച്ചയുടെ ഒരു ശതമാനത്തിൻ്റെ സമ്പൂർണ്ണ മൂല്യം, അതുപോലെ ശരാശരി സാമാന്യവൽക്കരണ സൂചകങ്ങൾ.

ഗവേഷണ ലക്ഷ്യത്തെ ആശ്രയിച്ച്, താരതമ്യത്തിൻ്റെ വേരിയബിൾ അടിസ്ഥാനം (ചെയിൻ), സ്ഥിരമായ താരതമ്യ അടിസ്ഥാനം (അടിസ്ഥാനം) എന്നിവ ഉപയോഗിച്ച് സൂചകങ്ങൾ കണക്കാക്കാം.

1. സമ്പൂർണ്ണ വർദ്ധനവ്താരതമ്യപ്പെടുത്തുന്ന ലെവലും മുമ്പത്തെ അല്ലെങ്കിൽ അടിസ്ഥാനരേഖയും തമ്മിലുള്ള വ്യത്യാസമാണ്:

ചെയിൻ സമ്പൂർണ്ണ വർദ്ധനവ്:

അടിസ്ഥാന സമ്പൂർണ്ണ വർദ്ധനവ്:.

ശൃംഖലയുടെ കേവല വർദ്ധനവിൻ്റെ ആകെത്തുക, അനുബന്ധ കാലയളവിലെ അടിസ്ഥാന കേവല വർദ്ധനവിന് തുല്യമാണ്.

2. വളർച്ച നിരക്ക്- പ്രതിഭാസത്തിൻ്റെ വികാസത്തിൻ്റെ തീവ്രതയെ സൂചിപ്പിക്കുന്ന ഒരു ആപേക്ഷിക സൂചകം; ഇത് മുമ്പത്തെ അല്ലെങ്കിൽ അടിസ്ഥാന തലത്തിലേക്ക് പഠിച്ച ലെവലിൻ്റെ അനുപാതത്തിന് തുല്യമാണ്, ഇത് ഗുണകങ്ങളിലോ ശതമാനത്തിലോ പ്രകടിപ്പിക്കുന്നു.

ചെയിൻ വളർച്ചാ നിരക്ക്: 100;

അടിസ്ഥാന വളർച്ചാ നിരക്ക്: .

ഗുണകങ്ങളിൽ കണക്കാക്കിയിട്ടുള്ള അനുബന്ധ ചെയിൻ വളർച്ചാ നിരക്കുകളുടെ ഉൽപ്പന്നം അടിസ്ഥാന ഒന്നിന് തുല്യമാണ്.

3. വർദ്ധനവിൻ്റെ നിരക്ക്രണ്ട് തരത്തിൽ നിർണ്ണയിക്കപ്പെടുന്നു:

a) സമ്പൂർണ്ണ വളർച്ചയുടെ അനുപാതം മുമ്പത്തെ ലെവൽ (ചെയിൻ) അല്ലെങ്കിൽ അടിസ്ഥാന തലം (അടിസ്ഥാനം):

ചെയിൻ വളർച്ച നിരക്ക്:

അടിസ്ഥാന വളർച്ചാ നിരക്ക്: .

b) വളർച്ചാ നിരക്കും 100% വും തമ്മിലുള്ള വ്യത്യാസം:

T pr = T r -100%.

4. സമ്പൂർണ്ണ മൂല്യം ഒരു ശതമാനം വർദ്ധനവ്ചെയിൻ വളർച്ചാ നിരക്കിലേക്കുള്ള (%) ശൃംഖലയുടെ സമ്പൂർണ്ണ വർദ്ധനവിൻ്റെ അനുപാതമായി നിർവചിച്ചിരിക്കുന്നു അല്ലെങ്കിൽ തുടർന്നുള്ള ഓരോ ലെവലിനും - ഡൈനാമിക്സ് ശ്രേണിയുടെ മുൻ ലെവലിൻ്റെ 0.01 ആയി:

5. ശരാശരി കേവല വർദ്ധനവ്ലളിതമായ ഗണിത ശരാശരി ഉപയോഗിച്ച് കണക്കാക്കുന്നു, അതായത്, ചെയിൻ കേവല വർദ്ധനവിൻ്റെ ആകെത്തുക അവയുടെ സംഖ്യ കൊണ്ട് ഹരിക്കുക

ശരാശരി വളർച്ചാ നിരക്ക്ജ്യാമിതീയ ശരാശരി ഫോർമുല ഉപയോഗിച്ച് കണ്ടെത്തി:

ശരാശരി വളർച്ചാ നിരക്ക്ശരാശരി വളർച്ചാ നിരക്കിൽ നിന്ന് 100% കുറച്ചാൽ കണ്ടെത്തി:

കണക്കുകൂട്ടൽ രീതികൾ മിഡ്-ലെവൽചില ചലനാത്മകത അതിൻ്റെ തരത്തെയും വിവരങ്ങളുടെ പൂർണ്ണതയെയും ആശ്രയിച്ചിരിക്കുന്നു.

1) തുല്യ സമയ ഇടവേളകളുള്ള ഇടവേള ശ്രേണിയിൽ, ശരാശരി ലെവൽ നിർണ്ണയിക്കുന്നത് ലളിതമായ ഗണിത ശരാശരി ഫോർമുലയാണ്:

2) അസമമായ സമയ ഇടവേളകളുള്ള ഇടവേള ശ്രേണിയിൽ - വെയ്റ്റഡ് ഗണിത ശരാശരി ഫോർമുല അനുസരിച്ച് (ഇടവേളകളുടെ വലുപ്പത്തെ അടിസ്ഥാനമാക്കി):

3) മൊമെൻ്റ് ഇൻഡിക്കേറ്ററിലെ മാറ്റങ്ങളെക്കുറിച്ചുള്ള സമഗ്രമായ ഡാറ്റയുള്ള മൊമെൻ്റ് സീരീസിൽ, നിശ്ചിത സമയത്തേക്ക് മാറ്റമില്ലാതെ തുടരുന്ന സീരീസ് ലെവലുകളുടെ ഗണിത ശരാശരി ഉപയോഗിച്ചാണ് കണക്കുകൂട്ടൽ നടത്തുന്നത്, അനുബന്ധ ഇടവേളകളുടെ മൂല്യം അനുസരിച്ച്;

4) ഒരേ അകലത്തിലുള്ള ലെവലുകളുള്ള ചലനാത്മകതയുടെ മൊമെൻ്റ് സീരീസിൽ, ശരാശരി കാലക്രമത്തിലുള്ള ലളിതമായ ഫോർമുല ഉപയോഗിക്കുന്നു.

ഒരു സ്റ്റാറ്റിസ്റ്റിക്കൽ പോപ്പുലേഷൻ്റെ വികസനം സിസ്റ്റത്തിൻ്റെ ഘടകങ്ങളുടെ അളവ് വളർച്ചയിലോ കുറയ്ക്കലിലോ മാത്രമല്ല, അതിൻ്റെ ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങളിലും പ്രകടമാണ്. ഘടന- ഇത് മൊത്തത്തിലുള്ള ഘടനയാണ്, വ്യക്തിഗത ഘടകങ്ങളും അവ തമ്മിലുള്ള കണക്ഷനുകളും അടങ്ങിയിരിക്കുന്നു. ഉദാഹരണത്തിന്, ഒരു രാജ്യത്തിൻ്റെ കയറ്റുമതിയിൽ (ആഗ്രഗേറ്റ്) വിവിധ തരം ചരക്കുകൾ (മൂലകങ്ങൾ) അടങ്ങിയിരിക്കുന്നു, അവയുടെ മൂല്യം തരം അനുസരിച്ച് രാജ്യത്തിനനുസരിച്ച് വ്യത്യാസപ്പെടുന്നു. കൂടാതെ, കയറ്റുമതി ഘടനയുടെ ചലനാത്മകതയിൽ നിരന്തരമായ മാറ്റമുണ്ട്. അതനുസരിച്ച്, അഗ്രഗേറ്റുകളുടെ ഘടനയും അവയുടെ ചലനാത്മകതയും പഠിക്കുന്നതിനുള്ള ചുമതല ഉയർന്നുവരുന്നു, ഇതിനായി പ്രത്യേക രീതികൾ വികസിപ്പിച്ചെടുത്തിട്ടുണ്ട്, അത് ചുവടെ ചർച്ചചെയ്യും.

വിഷയം 2 ൽ, ഘടനാ സൂചിക കണക്കാക്കി, ഫോർമുല (6) ഉപയോഗിച്ച് കണക്കാക്കുന്നു, ഇത് ജനസംഖ്യയുടെ മൊത്തം കേവല ആട്രിബ്യൂട്ടിലെ വ്യക്തിഗത ഘടകങ്ങളുടെ അനുപാതത്തെ ചിത്രീകരിക്കുന്നു. വിഷയം 3 സൂചകങ്ങളുടെ സംവിധാനവും ഏതെങ്കിലും വ്യക്തിഗത സ്വഭാവത്തിൻ്റെ (വിതരണത്തിൻ്റെ വ്യതിയാന ശ്രേണി) മൂല്യങ്ങൾക്കനുസരിച്ച് ജനസംഖ്യയുടെ വിതരണം വിശകലനം ചെയ്യുന്നതിനുള്ള രീതിശാസ്ത്രവും ചർച്ച ചെയ്യുന്നു. ഘടനയിലെ മൊത്തത്തിലുള്ള മാറ്റത്തെ സൂചിപ്പിക്കുന്ന സൂചകങ്ങൾ ഇതാ, അതായത്. "ഘടനാപരമായ മാറ്റം". പട്ടിക 19, 20 എന്നിവയിൽ അവതരിപ്പിച്ചിരിക്കുന്ന രണ്ട് ഉദാഹരണങ്ങൾ ഉപയോഗിച്ച് ഈ സൂചകങ്ങളുടെ പ്രായോഗിക പ്രയോഗം ഞങ്ങൾ പരിഗണിക്കും (ബോൾഡിലുള്ള ആദ്യത്തെ 4 നിരകൾ യഥാർത്ഥ ഡാറ്റയാണ്, ബാക്കിയുള്ളവ സഹായ കണക്കുകൂട്ടലുകളാണ്).

പട്ടിക 19. ശരാശരി ആളോഹരി പണ വരുമാനം (എസിഐ) പ്രകാരം റഷ്യൻ ജനസംഖ്യയുടെ വിതരണം

ഗ്രൂപ്പുകൾ (ജെ)	തടവുക./വ്യക്തി മാസം തോറും	ജനസംഖ്യാ ഓഹരികൾ		|ഡി 1–ഡി 0|			(ഡി 1–ഡി 0)2	(ഡി 1+ഡി 0)2
		2005 വർഷം (ഡി 0)	2006 (ഡി 1)
	1500 വരെ
	1500-2500
	2500-3500
	3500-4500
	4500-6000
	6000-8000
	8000-12000
	12000-ൽ കൂടുതൽ
	ആകെ

പട്ടിക 20. 2006 ലെ വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരം അനുസരിച്ച് റഷ്യയിലെ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ എണ്ണം വിതരണം

ഗ്രൂപ്പ് നമ്പർ (ജെ)	വിദ്യാഭ്യാസം നേടുക	പുരുഷന്മാർ (ഡി 0)	സ്ത്രീകൾ (ഡി 1)	|ഡി 1–ഡി 0|			(ഡി 1–ഡി 0)2	(ഡി 1+ഡി 0)2
	ഉയർന്ന പ്രൊഫഷണൽ
	അപൂർണ്ണമായ ഉയർന്ന പ്രൊഫഷണൽ
	സെക്കൻഡറി പ്രൊഫഷണൽ
	പ്രാരംഭ പ്രൊഫഷണൽ
	ശരാശരി (മുഴുവൻ) ജനറൽ
	അടിസ്ഥാന ജനറൽ
	പ്രാരംഭ ജനറൽ, ഒരു ഇമേജ് ഇല്ല
	ആകെ

ഘടനയിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ സാമാന്യവൽക്കരണ സൂചകം ആകാം ഷെയറുകളുടെ കേവല മാറ്റ മൊഡ്യൂളുകളുടെ ആകെത്തുക, ഫോർമുല (50) പ്രകാരം നിർണ്ണയിക്കപ്പെടുന്നു:

, (50)

എവിടെ ഡി 1ജെ- റിപ്പോർട്ടിംഗ് കാലയളവിലെ ഘടകങ്ങളുടെ j-th ഗ്രൂപ്പിൻ്റെ പങ്ക്; ഡി 0ജെ- അടിസ്ഥാന കാലയളവിൽ മൂലകങ്ങളുടെ j-th ഗ്രൂപ്പിൻ്റെ പങ്ക്.

അഞ്ചാമത്തെ നിരയിലെ പട്ടിക 19 അനുസരിച്ച്, ഫോർമുല (50) ഉപയോഗിച്ച് ഒരു കണക്കുകൂട്ടൽ നടത്തി: =0.212, അതായത്, വരുമാനം അനുസരിച്ച് റഷ്യക്കാരുടെ വിതരണത്തിലെ ഓഹരികളിലെ ആകെ മാറ്റം 21.2% ആണ്. അതുപോലെ, പട്ടിക 20: =0.276 അനുസരിച്ച് അതേ ഫോർമുല അനുസരിച്ച്, അതായത്, വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരമനുസരിച്ച് സ്ത്രീകൾക്കും പുരുഷന്മാർക്കും ഇടയിൽ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസം 27.6% ആണ്.

ഓരോ ഷെയറിനും ശരാശരി കേവലമായ മാറ്റത്തിൻ്റെ കണക്കുകൂട്ടൽ (ഗ്രൂപ്പ്, ജനസംഖ്യയുടെ ഘടകം) അധിക വിവരങ്ങളൊന്നും നൽകുന്നില്ല. എന്നാൽ മൊഡ്യൂളുകളുടെ ആകെത്തുകയുടെ സാധ്യമായ പരമാവധി മൂല്യവുമായി താരതമ്യപ്പെടുത്തുമ്പോൾ സംഭവിച്ച ഘടനയിലെ മാറ്റം എത്ര ശക്തമാണെന്ന് നിങ്ങൾക്ക് നിർണ്ണയിക്കാനാകും, അത് 2 ന് തുല്യമാണ്. ഇതിനായി, സൂചകം ഉപയോഗിക്കുന്നു. കേവല ഷിഫ്റ്റ് തീവ്രതയുടെ അളവ്(അഥവാ ലൂസ്മോർ-ഹാൻബി സൂചിക), ഇത് ഫോർമുല (51) പ്രകാരം നിർണ്ണയിക്കപ്പെടുന്നു: പഠിക്കുന്ന സൂചകത്തിൻ്റെ മൊത്തത്തിലുള്ള മൊത്തത്തിലുള്ള വസ്തു; കെ- വസ്തുക്കളുടെ എണ്ണം.

ആറാമത്തെയും ഏഴാമത്തെയും നിരകളിലെ പട്ടിക 19 അനുസരിച്ച്, സൂത്രവാക്യം (52) ഉപയോഗിച്ച് ഹെർഫിൻഡാൽ ഗുണകം കണക്കാക്കുന്നു: എച്ച് 2005=0.142 ഒപ്പം എച്ച് 2006=0.1687, അതായത്, 2005-നെ അപേക്ഷിച്ച് 2006-ൽ റഷ്യക്കാരുടെ വരുമാന വിതരണത്തിലെ ഏകാഗ്രതയുടെ തോത് വർദ്ധിച്ചു. അതുപോലെ, പട്ടിക 20 അനുസരിച്ച് ഒരേ സൂത്രവാക്യം ഉപയോഗിക്കുന്നു: എച്ച്ഭർത്താവ്=0.2455 ഒപ്പം എച്ച്സ്ത്രീകൾ = 0.2177, അതായത്, പുരുഷന്മാർക്കിടയിലെ വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരം അനുസരിച്ച് തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ വിതരണത്തിലെ ഏകാഗ്രതയുടെ തോത് സ്ത്രീകളേക്കാൾ കൂടുതലാണ് (പുരുഷന്മാർക്കിടയിലെ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ നിലയിലുള്ള വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരത്തിൻ്റെ സ്വാധീനം സ്ത്രീകളേക്കാൾ കൂടുതലാണ്).

ഹെർഫിൻഡാൽ സൂചികയുടെ പരസ്‌പരം ഗ്രൂപ്പുകളുടെ ഫലപ്രദമായ എണ്ണംഘടനയിൽ, നിസ്സാരമായ ഷെയറുകളുള്ള ഗ്രൂപ്പുകളെ കണക്കിലെടുക്കാതെ ഗ്രൂപ്പുകളുടെ എണ്ണം കാണിക്കുന്നു, ഫോർമുല (53):

ഇ= 1/എച്ച്. (53)

പട്ടിക 19 അനുസരിച്ച്, ഫോർമുല (53) അനുസരിച്ച് ഗ്രൂപ്പുകളുടെ ഫലപ്രദമായ എണ്ണം: ഇ 2005=1/0.142=7.0 ഒപ്പം ഇ 2006=5.9, അതായത്, വരുമാനം അനുസരിച്ച് റഷ്യക്കാരുടെ വിതരണത്തിലെ ഫലപ്രദമായ ഗ്രൂപ്പുകളുടെ എണ്ണം 2005 ൽ 7 ൽ നിന്ന് 2005 ൽ 6 ആയി കുറഞ്ഞു, ഇത് അടുത്ത വർഷം വരുമാനം അനുസരിച്ച് റഷ്യക്കാരുടെ വിതരണത്തിൻ്റെ ഇടവേളകൾ പരിഷ്കരിക്കേണ്ടതിൻ്റെ ആവശ്യകതയെ സൂചിപ്പിക്കുന്നു. അതുപോലെ, പട്ടിക 20 അനുസരിച്ച് ഒരേ സൂത്രവാക്യം ഉപയോഗിക്കുന്നു: ഇഭർത്താവ്=1/0.2455=4.07 ഒപ്പം ഇസ്ത്രീ = 1/0.2177 = 4.59, അപ്പോൾ പുരുഷന്മാർക്കിടയിലെ വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരം അനുസരിച്ച് തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ വിതരണത്തിൽ ഫലപ്രദമായ ഗ്രൂപ്പുകളുടെ എണ്ണം കൂടുതലാണ്, സ്ത്രീകൾക്കിടയിൽ - 4 പുരുഷന്മാർക്കും 5 സ്ത്രീകൾക്കും.

മൊത്തത്തിൽ പ്രതിഭാസത്തിൻ്റെ ഘടനയുടെ അളവ് വിലയിരുത്തുന്നതിനുള്ള മറ്റൊരു ഓപ്ഷൻ ഗ്രോഫ്മാൻ സൂചിക(54), ഇത് ഒരു ഫലപ്രദമായ ഗ്രൂപ്പിലെ ഷെയറുകളുടെ കേവല മാറ്റ മൊഡ്യൂളുകളുടെ ആകെത്തുകയാണ്:

. (54)

ഫോർമുലയിലെ (54) പട്ടിക 19 അനുസരിച്ച്: =0.212*0.142=0.030, അതായത്, റഷ്യക്കാരുടെ വരുമാന വിതരണത്തിൽ ഫലപ്രദമായ ഗ്രൂപ്പിന് ഷെയറുകളിലെ മാറ്റം നിസ്സാരമാണ് (3.0%). അതുപോലെ, പട്ടിക 20 പ്രകാരം ഒരേ ഫോർമുല പ്രകാരം: =0.2455*0.276=0.068, അതായത്, തൊഴിൽരഹിതരായ സ്ത്രീകൾക്കും പുരുഷന്മാർക്കും ഇടയിലുള്ള ഫലപ്രദമായ ഗ്രൂപ്പിൻ്റെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസം വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരമനുസരിച്ച് ദുർബലമാണ് (6.8%).

രണ്ട് വലിയ ഓഹരികളിലെ (ആധിപത്യ ഓഹരികൾ) മാറ്റങ്ങൾ വിലയിരുത്താൻ ലീഫർട്ട് സൂചിക (55):

. 55)

എവിടെ ഡി 1എംഒപ്പം ഡി 0എം- പങ്കിടുക എംറിപ്പോർട്ടിംഗ് കാലയളവിലെയും അടിസ്ഥാന കാലഘട്ടങ്ങളിലെയും ഘടകങ്ങളുടെ -th ഗ്രൂപ്പ്; എം- മൊത്തത്തിൽ പരമാവധി വിഹിതം.

ഫോർമുല (55) അനുസരിച്ച് പട്ടിക 19 പ്രകാരം: =0.5*(0.083+0.023)=0.053, അതായത്, റഷ്യക്കാരുടെ വരുമാന വിതരണത്തിലെ രണ്ട് പ്രബല ഗ്രൂപ്പുകളിലെ ഓഹരികളിലെ ശരാശരി മാറ്റം 5.3% ആയിരുന്നു. അതുപോലെ, പട്ടിക 20 പ്രകാരം ഒരേ ഫോർമുല പ്രകാരം: =0.5*(0.060+0.051)=0.056, അതായത്, തൊഴിലില്ലാത്ത സ്ത്രീകൾക്കും പുരുഷന്മാർക്കും ഇടയിലുള്ള രണ്ട് പ്രബല ഗ്രൂപ്പുകളിലെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസം വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരം അനുസരിച്ച് 5.6% ആണ്.

പരിഗണിക്കപ്പെടുന്ന സൂചകങ്ങൾ വിവിധ വകഭേദങ്ങളിലെ ഗണിത ശരാശരിയെ അടിസ്ഥാനമാക്കിയുള്ളതാണ്, കൂടാതെ വ്യതിയാനങ്ങളിലെ അവയുടെ രേഖീയത കാരണം, അവ വലുതും ചെറുതുമായ വ്യതിയാനങ്ങൾ തുല്യമായി കണക്കിലെടുക്കുന്നു. ക്വാഡ്രാറ്റിക് സൂചികകൾമാറ്റത്തിൻ്റെ അളവനുസരിച്ച് വേർതിരിച്ചറിയാൻ കഴിയാത്ത വ്യത്യസ്ത ഘടനകളുടെ താരതമ്യം അനുവദിക്കുക.

ഘടനാപരമായ മാറ്റങ്ങളുടെ ക്വാഡ്രാറ്റിക് സൂചിക കാസിൻ്റ്സ (56):

. (56)

ഫോർമുല (56) അനുസരിച്ച് പട്ടിക 19 അനുസരിച്ച്: ==0.035, അതായത്, വരുമാനം അനുസരിച്ച് റഷ്യക്കാരുടെ വിതരണത്തിൽ ഗ്രൂപ്പിലെ ഷെയറുകളിലെ ശരാശരി മാറ്റം 3.5% ആയിരുന്നു (അപ്രധാനം). അതുപോലെ, പട്ടിക 20 പ്രകാരം ഒരേ ഫോർമുല പ്രകാരം: ==0.049, അതായത്, വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരമനുസരിച്ച് സ്ത്രീകൾക്കും പുരുഷന്മാർക്കും ഇടയിൽ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയിലെ ഗ്രൂപ്പുകളിലെ വ്യത്യാസം 4.9% ആണ് (അപ്രധാനം).

Kazinets സൂചികയ്ക്ക് സമാനമാണ് ഏറ്റവും കുറഞ്ഞ ചതുര സൂചിക(അഥവാ ഗാലഗർ സൂചിക), ഫോർമുലയിൽ നിന്ന് വ്യത്യസ്തമായി (51), ഷെയറുകളിലെ ചെറിയ വ്യത്യാസങ്ങൾ സൂചികയിൽ വലിയതിനേക്കാൾ ദുർബലമായ സ്വാധീനം ചെലുത്തുന്നു, ഫോർമുല (57) = =0.117, അതായത്, മൺറോ ഫോർമുല അനുസരിച്ച് വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരം അനുസരിച്ച് സ്ത്രീകൾക്കും പുരുഷന്മാർക്കും ഇടയിൽ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസം 11.7% ആണ്.

ഘടനാപരമായ ഷിഫ്റ്റുകളുടെ ഇൻ്റഗ്രൽ കോഫിഫിഷ്യൻ്റ് ഗേറ്റ്(59), സ്ക്വയർ വ്യതിയാനങ്ങളുടെ തുല്യ തുകകളുള്ള ഘടനകളെ വേർതിരിക്കുന്നു (ഗ്രൂപ്പുകൾക്ക് ഏകദേശം തുല്യമായ ഓഹരികൾ ഉള്ളപ്പോൾ ഉയർന്ന മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കുന്നു):

. (59)

ഫോർമുല (59) അനുസരിച്ച് പട്ടിക 19 അനുസരിച്ച്: ==0.179, അതായത്, ഗേറ്റീവ് രീതി അനുസരിച്ച് വരുമാനം വഴി റഷ്യക്കാരുടെ വിതരണത്തിലെ ഓഹരികളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ തീവ്രത 17.9% ആയിരുന്നു (അപ്രധാനം). അതുപോലെ, പട്ടിക 20 പ്രകാരം അതേ ഫോർമുല പ്രകാരം: ==0.192, അതായത്, ഗേറ്റേവിൻ്റെ രീതി അനുസരിച്ച് വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരം അനുസരിച്ച് സ്ത്രീകൾക്കും പുരുഷന്മാർക്കും ഇടയിൽ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസം 19.2% ആണ് (അപ്രധാനം).

സൂചിക റിയാബ്ത്സേവ,ഡിനോമിനേറ്ററിൽ മാത്രം (59) നിന്ന് വ്യത്യസ്തമാണ്, സാധാരണയായി കുറഞ്ഞ മൂല്യങ്ങൾ എടുക്കുന്നു, ഫോർമുല (60) ഉപയോഗിച്ച് കണക്കാക്കുന്നു:

. (60)

ഫോർമുല (60) ഉപയോഗിച്ച് പട്ടിക 19 പ്രകാരം: = =0.127, അതായത്, Ryabtsev ൻ്റെ രീതി അനുസരിച്ച് വരുമാനം വഴി റഷ്യക്കാരുടെ വിതരണത്തിലെ ഓഹരികളിലെ മാറ്റങ്ങളുടെ തീവ്രത 12.7% ആയിരുന്നു (അപ്രധാനം). അതുപോലെ, പട്ടിക 20 പ്രകാരം ഒരേ ഫോർമുല ഉപയോഗിച്ച്: = =0.137, അതായത്, റിയാബ്റ്റ്സേവിൻ്റെ രീതി അനുസരിച്ച് വിദ്യാഭ്യാസ നിലവാരം അനുസരിച്ച് സ്ത്രീകൾക്കും പുരുഷന്മാർക്കും ഇടയിൽ തൊഴിലില്ലാത്തവരുടെ ഘടനയിലെ വ്യത്യാസം 13.7% ആണ് (വളരെ പ്രധാനമാണ്).

ഘടനാപരമായ വ്യത്യാസ സൂചിക സലായ്(61), അംശം വലുതാണ് എന്നതാണ് ഇതിൻ്റെ പ്രത്യേകത j അറ്റ്കിൻസൺ സൂചിക, സാമാന്യവൽക്കരിച്ച എൻട്രോപ്പി സൂചിക, "ലിവിംഗ് സ്റ്റാൻഡേർഡ് സ്റ്റാറ്റിസ്റ്റിക്സ്" എന്ന വിഷയത്തിൽ സാമൂഹ്യ-സാമ്പത്തിക സ്ഥിതിവിവരക്കണക്കുകളുടെ കോഴ്സിൽ ചർച്ചചെയ്യും.