WWW.KNIGA.SELUK.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА - Книги, пособия, учебники, издания, публикации

 


РАКУРС RAKURS

ЭКОНОМИКАЛЫ ТАЛДАУ ОРТАЛЫЫ CENTER FOR ECONOMIC ANALYSIS

Statistical Notes, N 2.2 10 June 2009

Сравнение статистических методов сбора информации

для изучения дифференциации оплаты труда в

отраслях экономики Казахстана и России

Ай-Гуль Сейтенова и Ерканат Аужани RAKURS Center for Economic Analysis Statistical Notes, N 2.1 3 June 2009 Содержание 1. Введение 4 2. Мониторинг дифференциации оплаты труда в Республике Казахстан и России: сходства и различия 3. Межотраслевые различия 4. Выводы и рекомендации Приложение 1 Приложение 2 Приложение 3 Список использованной литературы RAKURS Center for Economic Analysis Statistical Notes, N 2. 3 June

АББРЕВИАТУРА

Агентство Республики Казахстан по статистике АРКС СНРРЗП статистическое наблюдение за распределением численности работников по размерам начисленной заработной платы ОССОТ общая сумма средств, направленная на оплату труда (в соответствии с терминологией Госкомстат РФ) ФЗП фонд заработной платы ЗП заработная плата НЗП начисленная ЗП СЗП средняя заработная плата МЗП минимальная заработная плата ГР группа работников 10%ОР 10% наименее оплачиваемых работников (в соответствии с терминологией Госкомстат РФ) 10%ОР 10% наиболее оплачиваемых работников (в соответствии с терминологией Госкомстат РФ) ИПЦ индекс потребительских цен УВР Удельный вес работников ЧР численность работников НПП набор продуктов питания прожиточный минимум, рассчитанный для трудоспособного населения ПМ_ТН (в соответствии с терминологией Госкомстат РФ) RAKURS Center for Economic Analysis Statistical Notes, N 2. 3 June 1. Введение C 1999 года Агентство Республики Казахстан по статистике (АРКС) один раз в год проводит статистическое наблюдение за распределением численности работников по размерам начисленной заработной платы (СНРРЗП)1. Несколькими годами ранее аналогичное обследование начал осуществлять Государственный комитет Российской Федерации по статистике2. Решение по мониторингу дифференциации оплаты труда наёмных работников, по всей видимости, было продиктовано ростом социальной поляризации обществ в бывших советских республиках в переходный период от плановой к рыночной экономике. Общеизвестно, что первые признаки данной поляризации проявились в росте неравенства в заработных платах, что, в свою очередь, было обусловлено структурными сдвигами в занятости, возрастанием межотраслевой дифференциации заработных плат и падением их реальной стоимости (А. Ньювел, 2001).



Трудно сказать, согласовывалась ли идея проведения СНРРЗП среди стран СНГ, однако, несмотря на сходство в названиях и макетах статистических форм3, предназначенных для регистрации изучаемых показателей, содержательные части казахстанской и российской статистической отчётности, а также методы проведения самих статистических обследований существенно отличаются.

В чём состоят эти различия и насколько они влияют на достижение основной цели статистического наблюдения подобного рода, а именно: получение объективной информации о дифференциации оплаты труда в различных отраслях экономики и регионах страны? В настоящей работе мы попытались ответить на данный вопрос через сравнительный анализ методов сбора информации с обследуемых предприятий и сопоставления собранных данных с результативными показателями СНРРЗП в Казахстане и России. Такой подход позволил выявить множество недостатков в форме государственной статистической отчётности Казахстана, которые в совокупности не только не затрудняют использование результатов СНРРЗП для расчёта показателей неравенства в заработных платах, включая Джини индекс, но и не позволяют отслеживать самые очевидные тенденции. В качестве сравнительной базы при К сожалению, нам не удалось точно определить год, с которого в Казахстане началось проводиться СНРРЗП, поэтому 1999 год был выбран в силу того, что по предыдущим годам мы не нашли соответствующую информацию.

В соответствии с Постановлением государственного комитета РФ по статистике от 5 марта 1996 г., №17 «Об утверждении формы единовременного федерального государственного статистического наблюдения за распределением численности работников по размерам заработной платы, начисленной за май 1996 года, и указании по ее заполнению»

В Казахстане - Форма № 1-Т (ЗП) «Распределение численности работников, отработавших полностью месяц, по размерам начисленной заработной платы за июнь 200_ года», в РФ - Форма № 1 «Сведения о распределении численности работников по размерам заработной платы»

проведении этого анализа использовались данные официальной статистики за 1999- годы по Республике Казахстан и за 2004-2007 по Российской Федерации.

Практическая ценность настоящей работы состоит в том, что на основе численности наёмных работников по размеру заработной платы в Республике Казахстан.

2. Мониторинг дифференциации оплаты труда в Республике Казахстан и обследований предприятий по признаку дифференциации оплаты труда (СНРРЗП), осуществляемых в Республике Казахстан и в Российской Федерации органами государственной статистики (таблицы статистических форм обследования в обеих странах приведены в Приложении 1). Наряду с отмеченными во введении первыми двумя характеристиками – названием и макетом статистических форм, изучаемые обследования имеют также следующие элементы сходства: как в Казахстане, так и в России, наблюдению подлежат все категории и подкатегории юридических лиц в разрезе всех административных единиц и укрупнённых видов экономической деятельности, кроме определенного круга субъектов малого предпринимательства4. Однако, на этом сходство заканчивается, а дальнейшее сопоставление, действительно, выявляет существенные различия между подходами к проведению СНРРЗП в сравниваемых странах.





наблюдения. Так, если в России в статистическом наблюдении учитывается также форма собственности предприятий, то в Казахстане наблюдение ведётся по укрупненными группам занятий. Второе и наиболее сильное различие заключается в том, что в Казахстане проводится выборочное обследование, в то время как в России сплошное.

статистической выборки, расчёт на её основе генеральной совокупности, а также оценку В Казахстане: кроме малых предприятий с численностью не более 50 человек, занимающихся предпринимательской деятельностью..

Методологические положения по статистике. Выпуск четвертый. Государственный комитет Российской Федерации по статистике (Госкомстат России) Москва инструментария, по всей видимости, объясняется относительной простотой проведения сплошного наблюдения и несложностью расчётов на этапе обработки данных. В этой связи, в качестве методологической базы здесь выступают Инструкция по заполнению статистической отчетности по труду6 и указания по заполнению формы №1-Т(ЗП) (Приложение 1, таблица 1.1). Перечисленные правила дают подробное и четкое описание дефиниций и структуры учётных и расчётных показателей7. В частности, в них приводятся критерии, по которым работники идентифицируются как полностью отработавшие месяц и соответственно какие начисленные выплаты следует учитывать в фонде их заработной платы. Анализ возможных различий в интерпретации данных показателей выходит за пределы настоящего исследования, тем более, что для достижения поставленных нами целей, гораздо больший интерес представляет сопоставление перечня регистрируемых показателей в СНРРЗП с одной стороны, и совокупности расчетных (выходных) показателей с другой.

Дальнейший анализ данных Таблицы 2.1 показывает, что на входе и выходе в российском варианте СНРРЗП количество показателей гораздо больше, чем в казахстанском. В особенности обращает на себя внимание тот факт, что среди перечня учётных показателей формы №1-Т(ЗП) отсутствует показатель фонда заработной платы (ФЗП) по каждому интервалу, за исключением конечного. Хотя, де-факто, следует признать отсутствие информация о ФЗП в последнем интервале в силу того, что с года АРКС перестало её публиковать. При таком минимуме входной информации, неудивительно, что результатом СНРРЗП в Казахстане является только распределение работников по заданным интервалам8. В то же самое время, Госкомстат России, собирая информацию о ФЗП по каждому интервалу, рассчитывает гораздо больший набор выходных показателей, включая такие известные индикаторы неравенства как коэффициент фондов и Джини индекс.

Данное преимущество российского СНРРЗП заслуживает особого внимания, особенно, с точки зрения методологии расчёта кумулятивных частот численности и ФЗП для построения кривых Лоренца на базе интервальных рядов. В следующем неравенства заработных плат в Казахстане, мы подробно остановимся на данной методологии. В рамках же настоящей работы попытаемся исследовать вопрос Инструкция по заполнению статистической отчетности по труду. Утверждена приказом Агентства Республики Казахстан по статистике от 12 июля 2002 г. N 38-Г Термины «учетные» и «расчетные» показатели используются в соответствии с терминологией Госкомстата РФ См. сборники «Оплата труда в Республике Казахстан» Агентства Республики Казахстан по статистике за 2000-2008 гг.

формирования интервальных диапазонов, утверждаемых в статистических формах Госкомстата и АРКС, для дальнейшего использования в статистических наблюдениях.

Сравнение основных параметров статистического наблюдения за распределением численности работников по размерам начисленной заработной платы в РК и РФ

РК РОССИЯ

1 Название формы 2 Единицы наблюдения значений изучаемых 6 Методологическая основа 9 Расчётные показатели *- подразделение показателей на «учётные» и «расчётные» сделано в соответствии с классификацией Госкомстата РФ Спецификой СНРРЗП в России является утверждение форм отчетности №1 за посредством выпуска соответствующего правового акта. Изучение соответствующих Постановлений Госкомстата РФ показало, что утверждаемые новые модификации формы №1 отличаются от предыдущих, главным образом, границами первых двух и последних двух интервалов. В частности, как показывает динамика интервальных диапазонов в 1997-2008 гг. (Приложение 2), скорректированные варианты получаются за счёт отсечения интервалов с минимальными значениями изучаемого признака и добавления такого же количества интервалов с максимальными значениями. Кроме того, границы некоторых срединных интервалов также претерпевают изменения посредством объединения или дробления интервалов, использованных в предыдущем обследовании.

Логика данных модификаций наводит на мысль, что любые решения о внесении изменений в Форму №1 вырабатываются на основе анализа результатов каждого статистического наблюдения, или, что то же самое, форм полученных распределений.

По причине отсутствия в методологическом инструментарии СНРРЗП России описания применяемого метода определения интервальных диапазонов заработной платы, сложно установить, каким образом разработчики очередного варианта формы №1 учитывают влияние инфляции на заработную плату и ставится ли во главу угла задача максимального охвата заданными интервалами вариации изучаемого признака? К сожалению, однозначно ответить на данный вопрос в рамках настоящего исследовании не представляется возможным по той причине, что Госкомстат РФ публикует не 21-23-х интервальные распределения, построенные на базе исходных данных, а агрегированные 15-интервальные. Так, при сопоставлении 20-23-х интервальных диапазонов в исходном и агрегированном рядах, можно заметить, что практически все пики в кривых агрегированных распределений (Рис. 2.1), получены за счёт объединения соседних интервалов исходных распределений, которые, надо полагать, имеют более пологие формы (см. Приложение 1). Но данный факт даёт нам основание предполагать, что применение сравнительно большого количества интервалов для СНРРЗП продиктовано, в первую очередь, требованием используемого Госкомстатом РФ метода расчёта Gini Об утверждении единовременной формы федерального государственного статистического наблюдения за распределением численности работников по размерам заработной платы. Постановление Государственного комитета Российской Федерации по статистике № 8, 31.01. действительности или нет, однако, нельзя подвергнуть сомнению следующую эмпирически доказанную закономерность: «…измерение неравенства в доходах, почти исключительно основанного на сгруппированных данных, чувствительно к числу выбранных интервалов и допущений относительно интервальных средних» (Сейвер, 1979). Принимая же во внимание тот факт, что сбор данных об интервальных средних предусмотрен в российском СНРРЗП, следует полагать, что если и есть определённая степень доверия к показателям неравенства официальной статистики России, то она вполне обоснована. В подтверждении сказанного можно привести выводы о близости оценок Джини индекса и коэффициентов фондов Госкомстата РФ и ряда западных экономистов для периода 1994-2002 гг., сделанных А. Лукьяновой в результате соответствующего сравнительного анализа в работе по исследованию неравенства заработных плат в России (Lukyanova A.L, 2006). В целом же, об адекватности и достоверности результатов СНРРЗП, осуществляемого Госкомстатом России, можно судить по графику кривых распределений, полученных на базе очередной агрегации преследовалась цель создать группировку с наиболее равными интервалами заработной платы. Как оказалось, единственным возможным вариантом преобразования 15интервальной группировки стало 9-интервальное распределение, кривая которого представлена на Рис.2.2. Совершенно новая форма одного и того же распределения демонстрирует теперь уже ярко выраженную скошенность вправо. Последнее, в действительности, не является следствием допущенных погрешностей, а, напротив, свидетельствует о том, что российским распределениям заработных плат также характерны два отличительных свойства, которые были выявлены для США и многих других западных стран западными экономистами.

Согласно этим свойствам:

существует значительная дисперсия среди работников;

распределения заработных плат не являются симметричными, а напротив, они положительно скошены, что предполагает наличие длинного хвоста справа (George J. Borjas, 1996).

К совершенно противоположным выводам можно прийти в результате более детального анализа входных и выходных параметров СНРРЗП, осуществляемого в Казахстане. Но об этом речь пойдёт в следующем разделе.

35.0% 30.0% 25.0% 20.0% 15.0% 10.0% 5.0% 0.0% На Рис.2.3-2.4 изображены графики распределений наемных работников Республики Казахстан по размерам начисленной заработной платы в 1999-2001 гг. и 2002-2008 гг. Нетрудно заметить сходство распределений 1999-2001 гг. с российскими 9-ти интервальными (Рис.2.2). Данный факт имеет своё объяснение, заключающееся в том, что в 1999-2001 годы изменение интервалов учёта работников по уровню заработной платы происходило ежегодно в соответствии с действующей в тот период формулой задания нижних и верхних границ интервалов в размерах, кратных минимальной заработной плате (МЗП) (Таблицы 2.2а-2.2б). Как видно из Рис.2.5, в Республике Казахстан на протяжении 1996-2008 ежегодно производилась корректировка МЗП на инфляцию. Учитывая данный факт, применяемый метод не допускал высокой концентрации изучаемого признака в хвостах распределения, и, в частности, в правом, как это можно наблюдать в распределениях 2002-2008 гг. (Рис.2.3).

а) Задаваемые интервалы размера начисленной заработной платы единовременного учета наемных работников за июнь месяц в 1999-2008 гг. согласно государственной статистической отчётности Республики Казахстан №1-е (ЗП) b) границы интервалов, выраженные в размерах минимальной заработной платы в формах 1999-2001 гг.

границы интервала

МЗП МЗП МЗП МЗП МЗП МЗП МЗП МЗП МЗП

Рис. 2.5. Сравнительные динамики темпов роста: заработная плата vs. ИПЦ Реальные среднемесячная и минимальная заработные платы в Республике Казахстан vs. ИПЦ, Среднемесячная заработная плат а наёмных работников Среднемесячная минимальная заработная плата С 2002 года, после того, как АРКС не только перестал применять формулу определения интервалов группировок заработных плат в величинах МЗП, но и отказался распределениях из года в год стала прибавлять в весе, потяжелев с 2.8% в 2003 году до 17.7% к 2008 г. Если сравнивать данные веса с долями аналогичных групп в распределениях 1999-2001 годов, то становится очевидным, что замораживание интервальных диапазонов 2002 года фактически привело к игнорированию влияния инфляции на величину заработных плат. Подтверждением этому является значение нижней границы верхнего интервала в размере 75 тыс. тенге, которая применялась на протяжении 7 лет. Об отличии покупательной стоимости данной суммы в 2002 году от той, которую она стала иметь шесть лет спустя, свидетельствует следующие сравнения:

в 2008 году 75 тысяч тенге в ценах 2002 равнялись 43530 тенге, что в тот период соответствовало уровню заработной платы 7-го интервала. Безусловно, такой уровень заработной платы в 2008 году объективно не мог считаться высоким.

Рис. 2.6 Влияние инфляции на значения интервальных диапазонов В общем случае, негативный эффект игнорирования инфляции в статистических обследованиях дифференциации заработных плат в Республике Казахстан на удельный вес последнего интервала демонстрируется также графиком стабильно ниспадающих кривых реальной величины нижних границ интервалов и поступательным ростом удельного веса последнего интервала (Рис. 2.6). Более искажённая картина открывается при анализе результатов СНРРЗП в разрезе видов экономической деятельности. Как эти искажения проявляются в распределениях различных отраслей, и каким образом они влияют на достижение цели проведения подобного рода мониторингов? Об этом речь пойдёт в следующем разделе.

Удельный вес, % Удельный вес, % Удельный вес, % В Таблицах 3.1 и 3.2 приведены структуры наёмных работников Казахстана и России, сгруппированные нами в 3 группы по уровню заработной платы в 2006 году. Изза отсутствия отраслевых данных по заработной плате в РФ за последние два года, группирование проводилось на базе данных 2006 года, хотя данный вопрос не имеет принципиального значения в силу того, что предложенная классификация лишь подтвердила тенденции, отмеченные и для более ранних периодов. Так, например, в 2002 году заработные платы в горнодобывающей промышленности и финансовом секторе казахстанской экономики также намного превышали средний по стране уровень, в то время как для сельского хозяйства, образования и здравоохранения средний уровень был далеко недосягаем (Мынбаев К., Хакимжанов С. и т.д., 2007).

Распределение наёмных работников Республики Казахстан по видам экономической деятельности в зависимости от уровня оплаты труда, 2006- из них:

Деятельность организаций Горнодобывающая промышленность из них:

Операции с недвижимым имуществом, аренда и предоставление услуг потребителям Обрабатывающая промышленность Предоставление коммунальных, услуг Торговля; ремонт автомобилей, бытовых изделий и предметов личного пользования Производство и распределение электроэнергии, газа и воды из них:

Здравоохранение и услуг Сельское хозяйство, охота и лесное хозяйство Такое различие в оплате труда не могло не отразиться на результатах СНРРЗП в различных отраслях Республики Казахстан, особенно, если учесть чрезмерно агрегированный последний интервал в распределениях 2006-2008 годов. Последствия некорректно заданных интервальных диапазонов в форме обследования предприятий лучше всего демонстрируют кривые распределения работников, занятых в высокооплачиваемых отраслях экономики Казахстана, где в среднем 50% единиц наблюдений локализировались в последнем интервале (Рис. 3.1). Последний факт может привести в замешательство любого, кто попытается извлечь хотя бы мизерную долю информации о вариации заработной платы внутри последнего интервала группы, поглотившего практически половину наблюдаемой совокупности. Однако проблема состоит не столько в оценке внутригрупповых вариаций, а, сколько в сложности определения групповых средних вследствие того, что в форме №1-е (ЗП) не предусмотрен сбор данной информации в принципе, кроме как сведений о суммарном фонде заработной платы в последнем интервале группировки (см. Приложение 1).

Раскрытие информации о ФЗП только для высокооплачиваемой группы говорит о том, что разработчики структуры первого варианта формы обследования понимали особую важность информации в замыкающем правом интервале, дающей возможность приближённой оценки размаха средней заработной платы внутри совокупности.

Учитывая малочисленность первой и последней групп распределений, выполнение данной задачи было до некоторой степени возможно. Но, как оказалось, факт публикации данных о сумме ФЗП в конечном интервале распределения в1999 году не стал нормой в последующие годы. В результате, новый способ, привёл к росту неопределённости относительно вариации заработной платы, как в пределах последней группы, так и всей совокупности наблюдений в высокооплачиваемых отраслях.

Сходные выводы можно сделать и в отношении результатов СНРРЗП в среднеоплачиваемых отраслях Казахстана, которые мы разбили на 2 группы в зависимости от величины соотношения отраслевой (ЗПi) и средней по экономике (ЗПе) заработных плат. В первую группу отраслей мы включили те виды деятельности, в которых данное соотношение находилось в пределах от 1.1 до 1.6 и, соответственно, ко второй группе отрасли, где значение ЗПi / ЗПе лежало в интервале (0.8:1.1). Благодаря данной классификации нетрудно проследить зависимость удельного веса последнего интервала в анализируемых распределениях от значения коэффициента ЗПi / ЗПе и, следовательно, понять причину двувершинности кривых распределений, наблюдаемых в обеих группах среднеоплачиваемых отраслей. Действительно, как показывают графики, представленные на Рис. 3.2-3.3, в отраслях, включённых нами в группу 1, наибольшие пики приходятся на крайний правый интервал (Рис. 3.2). И соответственно, в отраслях, принадлежащих к группе 2, максимальные пики наблюдаются в 3-4 интервалах распределений (Рис. 3.3). Необходимо отметить, что предложенная классификация предназначена исключительно для описания конкретного случая, вызванного субъективными обстоятельствами, а поэтому её использование ограничено границами настоящего исследования.

Распределение наёмных работников Российской Федерации по видам экономической деятельности в зависимости от уровня оплаты труда, 2006-

СРЕДНЕМЕСЯЧНАЯ

НОМИНАЛЬНАЯ

государственное управление и обязательное социальное обеспечение производство и распределение электроэнергии, газа и воды операции с недвижимым имуществом, аренда и предоставление услуг оптовая и розничная торговля; ремонт автотранспортных средств, мотоциклов, бытовых изделий и предметов личного пользования здравоохранение и предоставление социальных услуг предоставление прочих коммунальных, социальных и персональных услуг сельское хозяйство, охота и лесное хозяйство Итак, чтобы лучше понять, чем вызвано двувершинность кривых в отраслях со средним уровнем оплаты труда, рассмотрим распределения заработных плат в низкооплачиваемых отраслях, в состав которых входят, наряду с традиционно отсталыми отраслями как сельской хозяйство и рыболовство, отрасли здравоохранения и образования. Средние заработные платы работников данных отраслей в 2007 году составили 60% от среднеотраслевой заработной платы по экономике, в то время как в финансовой деятельности и горнодобывающей промышленности наблюдалось превышение на уровне 230% и 170%.

Разбивка среднеоплачиваемых отраслей Республики Казахстан на группы 1 группа отраслей (1.1 ЗПi / ЗПе 1.6):

Операции с недвижимым имуществом, аренда и предоставление услуг потребителям 2 группа отраслей (0.8 ЗПi / ЗП 1.1):

Торговля; ремонт автомобилей, бытовых изделий и предметов личного пользования Предоставление коммунальных, социальных и персональных услуг Парадоксально, но факт: отставание более чем в 3 раза оплаты труда занятых в низкооплачиваемых отраслях от уровня оплаты труда работников высокооплачиваемых, реабилитировало, в некоторой мере, неизменную с 2002 года форму обследования предприятий, позволив получить скошенные вправо распределения с некороткими хвостами и приемлемыми весами последнего интервала (Рис.3.4). Но, если анализируемые распределения обладают вышеперечисленными чертами наиболее распространённой формы кривых распределения заработных плат, можем ли мы утверждать, что цель проведения СНРРЗП в низкооплачиваемых отраслях достигнута?

По большому счёту, можно дать утвердительный ответ на данный вопрос, так как для данной группы отраслевые средние лежат внутри заданного интервального ряда.

Наглядно местоположение средней заработной платы работников низкооплачиваемых отраслей показывает вертикальная линия, проведённая немного правее середины 4-го интервала на графике кривых соответствующих распределений (Рис.3.4). Такое положение групповой средней находится заметно правее от максимальной точки распределения или, так называемой моды, а также правее точки, разделяющей исследуемую совокупность на две равные доли, то есть медианы распределения, что свидетельствует о том, что перед нами действительно скошенное вправо распределение с характерными для него следующими соотношениями характеристик центральных величин:

Пользуясь аналогичными доводами, попробуем объяснить двухвершинность распределений в среднеоплачиваемых отраслях. Для начала отметим, что значение средней заработной платы первой группы отраслей лежит в последнем интервале, что обусловлено узостью заданных интервальных диапазонов в казахстанском СНРРЗП(Рис.3.2). Тем не менее, если бы удалось произвести соответствующую декомпозицию последнего интервала, то левая часть кривых приняла бы форму длинного хвоста и, соответственно, кривая дифференциации заработных плат работников 1-й группы среднеоплачиваемых отраслей - наиболее распространённую форму умеренно скошенного вправо распределения доходов (заработных плат).

Положение среднегрупповой заработной платы 2 группы среднеоплачиваемых отраслей, в отличий от аналогичного показателя 1-й группы, более близко к классическому, если можно так назвать позицию средней в распределениях, построенных на базе равных интервальных диапазонов и достаточно большого количества интервалов. Как показывает Рис. 3.3, это обусловлено чуть менее выраженным здесь артефактом чрезмерной агрегации более мелких интервалов с большими значениями заработных плат, но с меньшими весами. Последнее означает, что при условии декомпозиции последнего интервала на соответствующие подинтервалы распределения данной группы отраслей могли принять также форму кривой с правосторонней скошенностью.

В свете вышеприведённого анализа кривые распределений высокооплачиваемых отраслей представляют собой самый худший вариант СНРРЗП из всех, что только можно представить (Рис. 3.1). Результаты статистического наблюдения, в котором средняя по совокупности лежит далеко за пределами нижней границы верхнего интервала, представляются крайне нелепыми. Попытка же оправдать данный компонент казахстанского мониторинга предприятий за счёт проведения аналогии с результатами российского СНРРЗП в отношении высокооплачиваемых отраслей оказалась малосостоятельной. Действительно, схожие на вид кривые распределений в высокооплачиваемых отраслях России, по существу, имеют не так много общего с казахстанскими (Рис. 3.8). Во-первых, пики, вызвавшие сходство на графике отражают долю предпоследнего интервала, которая складывается из долей двух близлежащих интервалов исходного распределения, а именно интервалов «от 25000-до 35000» и «от 35000-до 50000». Во-вторых, вес последнего интервала, который также есть результат соединения двух интервалов исходного распределения «от 35000-до 50000» и « свыше 75000», не превышает 10% по финансовому сектору и 7% по горнодобывающей промышленности. И, в-третьих, верхний порог установленный Госкомстатом РФ для идентификации высокодоходной группы работников даже для агрегированного распределения, а именно 50000 рублей (или 1814 долларов США) вполне соответствовал представлению большинства населения о высоких заработных платах в 2007 году.

высокооплачиваемых отраслях России почти в 2.5 два меньше веса аналогичной группы РК, вследствие чего в кривых дифференциации заработных плат в целом по стране специфики горнодобывающей и финансовой отраслей нивелируются (Рис. 2.2).

Все вышеперечисленные аргументы в пользу российского СНРРЗП, указывают на его принципиальные различия от казахстанского. Однако, несмотря на весь этот перечень преимуществ, распределения для высокооплачиваемых отраслей России оказались далёкими от ожидаемых в силу возникшей проблемы. Данная проблема узость задаваемых Госкомстатом РФ интервальных диапазонов СНРРЗП к описанию дифференциации заработных плат в высокооплачиваемых отраслях экономики, как оказалось, присуща не только казахстанскому СНРРЗП, но и российскому также. Для доказательства данного утверждения представляется достаточным взглянуть на нижеприводимый рисунок, показывающий величины интервалов задаваемых в российском СНРРЗП:

Нетрудно заметить по данному рисунку, что сумма величин интервалов 2-15 в заданном диапазоне сопоставима с величиной 15-го интервала, то есть предпоследнего интервала в 16-ти интервальной группировке. То же самое можно сказать в отношении 8-го интервала в 9-ти интервальной группировке. В таком ракурсе становится понятным, почему 9-интервальное распределение для высокооплачиваемых отраслей выглядит скошенным влево, в то время как для низкооплачиваемых – скошенным вправо (Рис.3.8, 3.10). Аналогичные выводы можно сделать и при сопоставлении соответствующих распределений по Казахстану, хотя проблема здесь усугубляется непропорционально огромным удельным весом последнего интервала (Рис. 3.1, 3.4). Поэтому чтобы получить ревёрсную картину в распределениях высокооплачиваемых отраслей Республики Казахстан необходимо дезагрегировать последний интервал на гораздо большее количество подинтервалов, чем это могло бы потребоваться для дезагрегации предпоследнего и последнего интервалов российских аналогичных распределений.

Разумеется, вопрос дезагрегации крупных интервалов является чисто гипотетическим, в действительности, же обозначенная задача не решается постфактум, а её решение, на наш взгляд, лежит только в совершенствовании форм статистического учета, на основе которых проводится СНРРЗП.

4. Выводы и рекомендации В таблице 4.1. перечислены все недостатки отечественной статистики дифференциации заработных плат (графа 1) и способы их искоренения (графа 2), о которых мы часто упоминали в предыдущих разделах в процессе сравнительного анализа подходов и результатов СНРРЗП, проводимых в Республике Казахстан и Российской Федерации на протяжении многих лет. Предлагаемые способы исправления данных недостатков затрагивают в основном технику сбора данных в Казахстане и учитывают следующие факторы, влияющие на результативность СНРРЗП:

инфляционное воздействие на задаваемые интервальные диапазоны заработных плат в форме статистического обследования;

изменяющиеся из в года в год представления населения о размерах межотраслевые различие в оплате труда.

Недостатки отечественной статистики дифференциации заработных плат и игнорирование влияния инфляции на границ интервалов и величины интервалов нет чёткого разъяснения о нижней границе первого (нижнего) интервала, особенно в тех случаях когда в качестве верхней границы задана величина минимальной заработной плата на текущий год (1999-2003) отсутствие данных о среднегрупповых невозможность рассчитать точно введение в форму № 1-Т (ЗП) графы 12:

использования в статистическом наблюдении 2009 года, а поэтому отражены в модифицированной Форме № 1-Т (ЗП) образца 1999-2002 годов (Приложение 3).

Основная идея нашего подхода – привязка границ интервалов к минимальной заработной плате – не нова. Она была предложена разработчиками первого варианта формы № 1-Т (ЗП) и успешно была апробирована в статистических наблюдениях 1999годов. Вторая идея заключается в учёте предприятий, относящихся к высокооплачиваемым отраслям и среднеоплачиваемым отраслям 1 группы, по отдельной шкале интервальных диапазонов. Данная шкала отличается от шкалы, рекомендуемой для низкооплачиваемых и среднеоплачиваемых отраслей 2 группы интервальным шагом равным 2-м показателям минимальной заработной платы (против МЗП). Вторым отличием является большее значение нижней границы верхнего интервала, приравненной нами 40МЗП, что эквивалентно 3.5-3.6 тысяч долларов10.

Следует отметить, что аналогичный показатель для 2 группы среднеоплачиваемых и низкооплачиваемых отраслей равен 23МЗП или приблизительно 2 тыс. долларов. Не исключено, что удвоение интервалов может вызвать возражения со стороны работников по курсу НБРК на 9 июня 2009 г.: 150.46 тенге/доллар США АРКС, как правило, остерегающихся проводить статистические наблюдения, имеющих высокий риск нарушения статьи о конфиденциальности информации. В данном случае в качестве аргументов, способных развеять подобные опасения выступают следующие факты:

Госкомстат России на протяжении периода 1996-2007 использовал 20-ти и 23-х интервальные группировки для реализации СНРРЗП;

согласно нашим оценкам в 2008 году 7.13% работников горнодобывающей промышленности, а точнее руководители всех уровней данной отрасли, получали в среднем заработную плату в размере 2 тыс. тыс. долларов (в эквиваленте) и соответственно 14.1% работников финансового сектора – 3000 тыс. долларов.

Безусловно, задание большего количества интервалов может рассматриваться как нежелательное ещё и с точки зрения повышения нагрузки на сотрудников соответствующих отделов предприятий, заполняющих статистические формы. В этом случае, мы рекомендуем принять компромиссный вариант, заключающийся в увеличении интервалов за счёт замены 9 укрупнённых групп занятий четырьмя образования, а именно:

высшее профессиональное образование и послевузовское профессиональное среднее профессиональное образование начальное профессиональное образование основное общее образованию и среднее (общее) образование На наш взгляд, учет работников по уровню образования не только упростит, но и повысит качество результатов исследования зависимости размера заработной платы от уровня образования. Справедливость данного утверждения подтверждают данные Таблицы 4.2, где 9 укрупнённых видов занятий (графа 1) приведены в соответствие с квалификационными (графа 2) и образовательными уровнями (графа 3), приводимыми в Государственном классификаторе Республики Казахстан11. Так, первый вопрос возникает в отношении группы «Руководители (представители) органов власти и управления всех уровней» в силу того, что в классификаторе она не относится ни к

11 ГОСУДАРСТВЕННЫЙ КЛАССИФИКАТОР РЕСПУБЛИКИ КАЗАХСТАН. ГК РК 01-99. УТВЕРЖДЕН И ВВЕДЕН В

ДЕЙСТВИЕ постановлением Комитета по стандартизации, метрологии и сертификации Республики Казахстан от 16 октября года № 22. Комитет по стандартизации, метрологии и сертификации Министерства энергетики, индустрии и торговли Республики Казахстан (Госстандарт) одной из четырёх уровней квалификации, что обусловлено проблематичностью установления надлежащего соответствия. Второй вопрос затрагивает целесообразность детального учёта 4-х видов занятий, относящихся к одному образовательному уровню, а именно начальному профессиональному образованию и единому уровню классификации (2-му).

Основные параметры Классификатор занятий Республики Казахстан видов деятельности Квалифицированные работники сельского, лесного, начальное профессиональное строительства, транспорта, связи, геологии и разведки 2 образование Операторы, аппаратчики, машинисты установок и машин начальное профессиональное Данные замечания говорят в пользу вышеприведённой классификации по уровню образования или же 3-х уровневой классификации, применяемой в статистике труда при проведении выборочного обследования занятости населения12. Согласно данной квалификации различаются следующие уровни образования:

высшее и незаконченное высшее среднее профессиональное (специальное) основное, среднее, общее, начальное.

Не смотря на то, что наш вариант рекомендуется для статистического наблюдения 2009 года, способ формирования границ интервалов группировки в показателях минимальной заработной платы универсален за счёт автоматического учёта в нём роста цен. Тем не менее, при принятии решений относительно интервальных См. Экономическая активность населения Казахстана. Статистический сборник /Под редакцией А.Мешимбаевой /Астана 2007г. – 444 стр.

минимальной и среднемесячной заработных плат. Так, если наблюдаемая с 2006 года тенденция уменьшения данного индикатора сохранится и в последующие годы, то, возможно потребуется изменение интервального шага или же добавление новых интервалов (Рис. 4.1). В любом случае решения должны приниматься исходя из сложившихся в текущем периоде представлений об адекватной минимальной заработной плате и высоких доходах.

Динамика соотношения минимальной и средней заработных плат Минимальная заработная плата в % от заработной платы наёмных работников 30. 25. 20. 15. 10. Таким образом, вышеприведённые замечания и рекомендации свидетельствуют о том, что успех задачи, максимального выявления уровня дифференциации оплаты труда наёмных работников, зависит от правильного задания интервалов заработной платы в утверждаемой группировке, являющейся основой формы №1-е (ЗП). Совершенно ясно, что определение количества интервалов и его значений не должно производиться произвольно из-за нежелательных последствий, которые могут возникнуть вследствие как недостаточного, так и чрезмерного дробления совокупности работников в обследуемых объектах.

Во-вторых, на наш взгляд, необходимо расширять спектр использования статистики дифференциации заработных плат, что невозможно без применения современных методов измерения неравенства, которые, в свою очередь, требуют совершенствования методов проведения статистических обследований. В обоих случаях, во главу угла должна быть поставлена задача извлечения максимальной пользы из статистических органов, но и служащих соответствующих подразделений обследуемых предприятий, ежегодно заполняющих множество статистических форм на бесплатной и обязательной основе. Совершенно недопустимым является нерациональное использование государственных средств на проведение обследований, результаты которых обладают низкой информативной ценностью. В условиях существующей в стране проблемы неполного декларирования заработных плат, дальнейшая “кумуляция” ошибок за счёт некорректных способов сбора данных, позволяющих предприятиям без труда затушёвывать реальную картину в оплате труда, практически нивелируют цель проведения мониторинга. Говоря о максимальной пользе от СНРРЗП, на наш взгляд, она могла быть измерена социальными выгодами, которые граждане страны могли бы иметь через более обоснованные правительственные решения в области политики занятости и оплаты труда. А в условиях кризисной экономической ситуации объективная оценка реальной ситуации может позволить избежать последствий сильного неравенства в заработных платах, выражающихся в «..политической нестабильности, росте теневой экономики, появлении люмпенизированного слоя населения и понижения долгосрочного роста экономики в силу недостаточных инвестиций в человеческий капитал» (Lukyanova, 2006).

ТАБЛИЦЫ ФОРМ СТАТИСТИСТИЧЕСКОГО НАБЛЮДЕНИЯ

за распределением численности работников по размерам начисленной заработной платы Таблица 1.1 Форма № 1-Т (ЗП) (Общегосударственная статистическая отчетность РК) Распределение численности работников, отработавших полностью месяц, по размерам начисленной заработной платы за июнь 200_ года Источник: http://www.old.stat.kz/stat/m_download/perechen-2007/f0608042.pdf Таблица 1.2 Форма № 1 (Общегосударственная статистическая отчетность РФ) Сведения о распределении численности работников по размерам заработной платы Источник: http://www.gks.ru/bgd/free/B04_27/Main.htm Задаваемые интервалы размера начисленной заработной платы учета наемных работников за апрель месяц в в 1996-м, 1999-м, 2001-м, 2003-м, 2005-2007 гг.

согласно государственной статистической отчётности Российской Федерации № 100 RAKURS Center for Economic Analysis Рекомендуемые интервалы размера начисленной заработной платы для статистического обследования Для высокооплачиваемых отраслей и среднеоплачиваемых Для низкооплачиваемых отраслей и среднеоплачиваемых Финансовая деятельность, Горнодобывающая промышленность, Торговля, ремонт автомобилей, бытовых изделий и предметов Строительство, Транспорт и связь, Обрабатывающая личного пользования, Предоставление коммунальных, социальных и промышленность, Операции с недвижимым имуществом, аренда и персональных услуг, Государственное управление, Образование, предоставление услуг потребителям, Гостиницы и рестораны Здравоохранение и предоставление социальных услуг, Сельское

МЗП МЗП

Borjas, George J. 1996. "Labor economics." USA: The McGraw-Hill Companies, Inc.

Gimpelson, Vladimir, and Douglas Lippoldt. The Russian Labor Market: Between Transition and Turmoil, Lanham, Maryland/Oxford: Rowman and Littlefield, Lukyanova A.L. Wage Inequality in Russia (1994–2003). — Moscow: EERC, 2006.

Mynbaev, Kairat, Sabit Khakimzhnov Globalization, employment and income distribution in developing countries.Edited by Eddy Lee and Marco Vivarelli,; Palgrave Macmillan, 2006.

Newell, A. 2001: The Distribution of Wages in Transition Countries, IZA, Discussion Paper, n.

267, March.

Seiver, Daniel A, 1979. "A Note on the Measurement of Income Inequality with Interval Data," Review of Income and Wealth, Blackwell Publishing, vol. 25(2), pages 229-33, June.



 


Похожие работы:

«2007 ВЕСТНИК САНКТ ПЕТЕРБУРГСКОГО УНИВЕРСИТЕТА Сер. 5. Вып. 1 ПРОБЛЕМЫ ПРЕПОДАВАНИЯ ЭКОНОМИЧЕСКИХ НАУК Н. В. Пахомова ТЕОРИЯ ФИРМЫ В КОНТЕКСТЕ СОВРЕМЕННОГО ЭКОНОМИЧЕСКОГО ОБРАЗОВАНИЯ Введение Фирма, как подчеркивает Ж. Тироль, представляет главное действующее лицо со временной рыночной экономики1. Этим определяется значение изучения данного эко номического феномена, в ходе которого встают и требуют ответа различные вопросы. Почему некоторые из успешных фирм являются крупными, а другие, тоже...»

«АННОТАЦИЯ Департамент социальной защиты населения Вологодской области является органом исполнительной государственной власти области, осуществляющим полномочия в сфере социальной защиты населения. Деятельность Департамента направлена на достижение стратегической цели развития региона - повышение уровня и качества жизни вологжан посредством организации предоставления: мер социальной поддержки и социальных услуг; опеки и попечительства совершеннолетних недееспособных граждан; отдыха и...»

«Аналитический доклад 2011/ Индекс деловой активности Узбекистана июль-сентябрь 2011 года (текущий) октябрь-декабрь 2011 года (ожидаемый) Ташкент 2011 Доклад подготовлен группой экспертов: Ф. Маманов Б. Турабеков Координатор проекта: О. Гайбуллаев Доклад подготовлен совместно с Торгово-промышленной палатой Республики Узбекистан при содействии Программы развития Организации Объединенных Наций (ПРООН). Точка зрения, выраженная в данном аналитическом докладе, принадлежит членам рабочей группы и...»

«ГОСУДАРСТВЕННОЕ НАУЧНОЕ УЧРЕЖДЕНИЕ ИНСТИТУТ ЭКОНОМИКИ НАЦИОНАЛЬНОЙ АКАДЕМИИ НАУК БЕЛАРУСИ УДК 338.45:620.9 (476) РУМЯНЦЕВА ЮЛИЯ НИКОЛАЕВНА МЕТОДОЛОГИЧЕСКИЕ ПОДХОДЫ К ОЦЕНКЕ ЭФФЕКТИВНОСТИ ИСПОЛЬЗОВАНИЯ ТОПЛИВНО-ЭНЕРГЕТИЧЕСКИХ РЕСУРСОВ В БЕЛАРУСИ Автореферат диссертации на соискание ученой степени кандидата экономических наук по специальности 08.00.05 – экономика и управление народным хозяйством Минск, Работа выполнена в ГНУ Институт экономики Национальной академии наук Беларуси Научный...»

«Министерство индустрии и новых технологий Республики Казахстан АО Национальное агентство по экспорту и инвестициям KAZNEX INVEST СОДЕРЖАНИЕ Перечень продукции Вступительное слово Заместителя Премьер-Министра Министра индустрии и новых технологий Республики Казахстан Обращение Председателя Правления АО Национальное агентство по экспорту и инвестициям KAZNEX INVEST. 8 Информация о Министерстве индустрии и новых технологий Республики Казахстан Карты - Карта Евразии - Карта Казахстана Информация о...»

«Working Papers 2009 VLADIVOSTOK SYMPOSIUM Asia-Pacific Economic Cooperation: Japan and Russia National Interests, Roles and Prospects * i9B 9 п -г ДШтеЩяД* 'awiP Asia-Pacific Economic Cooperation Рабочие материалы СИМПОЗИУМ 2009 ВО ВЛАДИВОСТОКЕ Азиатско-Тихоокеанское экономическое сотрудничество: Япония и Россия национальные интересы, роли, перспективы Working Papers 2009 VLADIVOSTOK SYMPOSIUM Asia-Pacific Economic Cooperation: Japan and Russia - National Interests, Roles and Prospects Рабочие...»

«ИНФОРМАЦИЯ О РАБОТЕ КАФЕДРЫ ТЕХНОЛОГИИ НЕОРГАНИЧЕСКИХ ВЕЩЕСТВ ЗА 10 ЛЕТ (1998-2007гг.) 1. Кадровый состав кафедры ( по состоянию на 01.09.2007) – зав.кафедрой 1. Ильин Александр Павлович, д.т.н., профессор – преподаватели 2. Широков Юрий Георгиевич, д.т.н., профессор 3. Морозов Лев Николаевич, д.т.н., профессор 4. Смирнов Николай Николаевич, к.т.н., доцент 5. Прокофьев Валерий Юрьевич, к.т.н., доцент 6. Кунин Алексей Владимирович, к.т.н., доцент 7. Ильин Александр Александрович, к.т.н.,...»

«УТВЕРЖДЕН ученым советом Государственного университета – Высшей школы экономики Протокол от 02.07.2010 г. № 15 Редакция 2011г.1 ПРАВИТЕЛЬСТВО РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ ОБРАЗОВАТЕЛЬНЫЙ СТАНДАРТ ФЕДЕРАЛЬНОГО ГОСУДАРСТВЕННОГО АВТОНОМНОГО ОБРАЗОВАТЕЛЬНОГО УЧРЕЖДЕНИЯ ВЫСШЕГО ПРОФЕССИОНАЛЬНОГО ОБРАЗОВАНИЯ НАЦИОНАЛЬНЫЙ ИССЛЕДОВАТЕЛЬСКИЙ УНИВЕРСИТЕТ - ВЫСШАЯ ШКОЛА ЭКОНОМИКИ по направлению подготовки 040100.62 Социология Уровень подготовки: Бакалавр Москва Редакция 2011 года произведена в связи с...»

«2008 ВЕСТНИК САНКТ-ПЕТЕРБУРГСКОГО УНИВЕРСИТЕТА Сер. 5. Вып. 1 И. П. Бойко, В. Г. Халин О РЕАЛИЗАЦИИ ПРОГРАММНО-ЦЕЛЕВОГО ПОДХОДА К ФИНАНСИРОВАНИЮ ВЫСШЕЙ ШКОЛЫ РОССИИ Образование является сегодня одним из ключевых ресурсов, обеспечивающих экономический рост и процветание стран, при этом значение данного фактора, как свидетельствует мировой опыт, будет непрерывно возрастать. Полноценная реструктуризация отечественной экономики во многом определяется характером и эффективностью реформ в...»

«МИНИСТЕРСТВО ОБРАЗОВАНИЯ И НАУКИ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ ФЕДЕРАЛЬНОЕ ГОСУДАРСТВЕННОЕ БЮДЖЕТНОЕ ОБРАЗОВАТЕЛЬНОЕ УЧРЕЖДЕНИЕ ВЫСШЕГО ПРОФЕССИОНАЛЬНОГО ОБРАЗОВАНИЯ ТВЕРСКОЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ УДК 331.5.024.5; 331.52; 331.53; 331.54; 331.55; 377 Код ГРНТИ 06.77.61 14.33.01 15.35.01 ПСР-ЦИТиС № 01201276030 УТВЕРЖДАЮ Ректор Тверского государственного университета д.ф.-м.н., Белоцерковский А.В. _ 1 июля 2013 г. М.П. ОТЧЕТ По программе стратегического развития федерального государственного...»

«Рабочая программа профессионального модуля разработана на основе Федерального государственного образовательного стандарта (далее – ФГОС) по специальности среднего профессионального образования 040401.51 Социальная работа. Организация-разработчик: Финансово-технологический колледж ФГБОУ ВПО Саратовский государственный аграрный университет имени Н.И. Вавилова. Разработчики: Степанова Варвара Владимировна, заместитель директора финансово – технологического колледжа, преподаватель высшей категории;...»

«МИНИСТЕРСТВО ОБРАЗОВАНИЯ И НАУКИ РФ Федеральное государственное бюджетное образовательное учреждение высшего профессионального образования Тверской государственный университет УТВЕРЖДАЮ Декан факультета географии и геоэкологии _Е.Р.Хохлова 2012 г. УЧЕБНО-МЕТОДИЧЕСКИЙ КОМПЛЕКС по дисциплине Региональная демография и социология для студентов 4 курса очной формы обучения специальность 020401.65 ГЕОГРАФИЯ специализация Региональная политика Форма обучения очная Обсуждено на заседании кафедры...»

«Социальный отчет пивоваренной отрасли The brewing industry social report ОГЛАВЛЕНИЕ CONTENTS Обращение к читателям An address to readers 1 глава Социальная ответственность пивоваренной отрасли Social Responsibility of the Brewing Industry 2 глава Экономические результаты 2010 года 2010 Economic Results 3 глава Развитие персонала. Социальные программы. Personnel development. Social programs 4 глава Качество продукции Quality of products 5 глава Культура и ответственное потребление пива Culture...»

«НАУЧНЫЕ СООБЩЕНИЯ О.Н. Галсанамжилова К ВОПРОСУ О СТРУКТУРНОЙ МАРГИНАЛЬНОСТИ В РОССИЙСКОМ ОБЩЕСТВЕ В статье раскрывается содержание понятия структурной маргинальности, дается характеристика основных переходных и периферийных маргинальных групп в российском обществе. Делается вывод, что увеличиваются маргинальные группы мигрантов, беженцев, социальных аутсайдеров, представителей социального дна, в результате процесса маргинализации в обществе растет напряженность, экстремизм, национализм....»

«Федеральный закон Российской Федерации от 21 ноября 2011 г. N 323-ФЗ Об основах охраны здоровья граждан в Российской Федерации Глава 1. Общие положения Статья 1. Предмет регулирования настоящего Федерального закона Настоящий Федеральный закон регулирует отношения, возникающие в сфере охраны здоровья граждан в Российской Федерации (далее - в сфере охраны здоровья), и определяет: 1) правовые, организационные и экономические основы охраны здоровья граждан; 2) права и обязанности человека и...»

«1. Рыночная экономика и социальная политика Ключевые термины Национальная экономика Экономика Беларуси Экономическая система Экономическая модель Экономические модели стран с рыночной экономикой Введение О дисциплине Название дисциплины: Национальная экономика Беларуси Всего часов по дисциплине – 160 часов. Всего аудиторных часов – 68 часов. В т.ч. лекции – 34 часа В т.ч. практические занятия – 34 часа. В т.ч. самостоятельная работа – 92 часа. Форма контроля знаний – экзамен. Обратите внимание,...»

«САНКТ-ПЕТЕРБУРГ 2013 ОЦЕНКА ПРИРОДНЫХ И ТЕХНОГЕННЫХ РИСКОВ В РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ 3 Санкт-Петербургский университет Государственной противопожарной службы Министерства Российской Федерации по делам гражданской обороны, чрезвычайным ситуациям и ликвидации последствий стихийных бедствий Оценка природных и техногенных рисков в Российской Федерации 1 Содержание 2 Содержание Введение 1. Единая государственная система предупреждения и ликвидации чрезвычайных ситуаций в России 1.1. Основные задачи и...»

«МИНИСТЕРСТВО ОБРАЗОВАНИЯ И НАУКИ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ ФЕДЕРАЛЬНОЕ АГЕНТСТВО ПО ОБРАЗОВАНИЮ НОВОСИБИРСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ НАЦИОНАЛЬНЫЙ ФОНД ПОДГОТОВКИ КАДРОВ В. П. Бусыгин, Е. В. Желободько, А. А. Цыплаков Микроэкономика третий уровень в 2 томах Том II Ответственный редактор доктор экономических наук Г. М. Мкртчян Рекомендовано к изданию учебно-методическим объединением по классическому университетскому образованию в качестве учебника для студентов высших учебных заведений,...»

«СТАЛИН (Джугашвили), Иосиф Виссарионович, родился 21 декабря 1879 года в городе Гори, Тифлисской губернии. Отец его— Виссарион Иванович, по национальности грузин, происходил из крестьян села Диди-Лило, Тифлисской губернии, по профессии сапожник, впоследствии рабочий обувной фабрики Адельханова в Тифлисе. Мать — Екатерина Георгиевна— из семьи крепостного крестьянина Геладзе села Гамбареули. Осенью 1888 года Сталин поступил в Горийское духовное училище. В 1894 году Сталин окончил училище и...»

«Центр антикоррупционных исследований и инициатив Трансперенси Интернешнл – Р (Центр ТИ-Р) ПРОТИВОДЕЙСТВИЕ КОРРУПЦИИ В РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ УКАЗАТЕЛЬ ЛИТЕРАТУРЫ НА РУССКОМ ЯЗЫКЕ. 1991-2012 гг. Москва 2013 УДК 334.02 ББК 78.5 Авторы - составители: Нисневич Юлий Анатольевич — профессор Национального исследовательского университета Высшая школа экономики, эксперт Проектно-учебной лаборатории антикоррупционной политики, доктор политических наук Панфилова Елена Анатольевна — директор Центра...»






 
© 2014 www.kniga.seluk.ru - «Бесплатная электронная библиотека - Книги, пособия, учебники, издания, публикации»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.