Система классификаций, применяемых в статистике труда 13 страница

Единицей отбора на первой ступени является счетный участок, на второй ступени — домашнее хозяйство (бланк микропереписи — БМ).

Формирование выборки осуществляется централизованно на федеральном уровне в разрезе каждого субъекта Российской Федерации.

Расслоение выборки

При формировании выборки процедура расслоения используется на нескольких уровнях.

Уровень I — территориальное расслоение (два слоя) с учетом места проживания населения: городская местность, сельская местность. Задачей расслоения на первом уровне является повышение точности оценивания в целом по России и вычисление отдельных оценок по городскому и сельскому населению.

Уровень II — формирование “подслоев” с учетом структуры социально-экономических и демографических признаков. К этим признакам относятся:

распределение подлежащих обследованию домашних хозяйств по размеру, принадлежности и типу жилого помещения;

распределение подлежащих обследованию лиц по проживанию в домохозяйстве определенного размера, по возрасту, полу, источникам средств существования, уровню образования, национальности.

“Подслои” формируются на первой и второй ступенях:

на первой ступени образованные подслои характеризуют многомерную стратификацию единиц отбора (счетных участков) этой ступени по структурным соотношениям указанных выше признаков;

на второй ступени “подслои” представляют одномерную стратификацию единиц отбора этой ступени, т.е. БМ, по признаку “размер домашнего хозяйства”.

Задачами расслоения на втором уровне являются:

обеспечение представительства в выборке разнообразных типов домашних хозяйств;

ожидаемое повышение точности оценивания за счет снижения внутригнездовой корреляции;

повышение эффективности оценок на уровне региона и в целом по России.

Дополнительный слой для выборки составляют лица, вселившиеся в течение года в новые жилые помещения. Формирование этого слоя осуществляется на основе ежегодной актуализации основы выборки. Отбор домашних хозяйств в новых домах производится территориальными органами государственной статистики по специальной схеме, разработанной Госкомстатом России.

В процессе подготовительной работы перед проведением обследования территориальные органы государственной статистики организуют выверку адресов сформированной выборки на предмет их существования и факта проживания по ним граждан. Жилые помещения, выпадающие из обследования в связи с тем, что к моменту выверки дом разрушен, поставлен на капитальный ремонт с выселением жильцов, сдан под офис и т.д., заменяются новыми адресами. Замена производится в соответствии с рекомендациями, разработанными Госкомстатом России.

Определение размера выборки

Размер выборки для квартальных обследований населения по проблемам занятости определяется отдельно по каждому субъекту Российской Федерации с учетом относительной вариации по показателю “уровень безработицы” и заданной степени относительной точности по этому показателю.

При расчете объема выборки учитывается показатель — эффект плана:

где – дисперсия оценки доли признака “уровень безработицы” при двух-
ступенчатой выборке;

– дисперсия оценки доли указанного признака при случайной выбор-
ке аналогичного размера.

Показатель определялся на основе данных выборочного обследования населения по проблемам занятости 1999 г. При этом сначала вычислялся объем случайной выборки при заданном уровне точности (8%, t = 1,645, p = 0,9) и известной вариации показателя “уровень безработицы”. Затем полученный объем случайной выборки по каждому региону умножался на соответствующее значение . Его величина находилась в пределах:

На каждой из ступеней формирования выборки ее относительный объем (доля отбора) определяется на основании уравнения:

(1)

где f – общая доля отбора:

(2)

– доля отбора счетных участков в микропереписи населения ( = 0,05).
Величина = 0,05 характеризует относительный объем выборочной
совокупности микропереписи населения. Эта величина (равно как
и ) расчетная и определяется с учетом требований к построе нию
данной выборки. Для ее формирования используется систематическая
выборка, начало отбора определяется случайно;

– доля отбора счетных участков из основы выборки на первой ступени:

;

– доля отбора домашних хозяйств на второй ступени (в выбранных на
первой ступени счетных участках):

.;

m' – общее число лиц в возрасте 15–72 лет, подлежащих отбору;

M' – число лиц в возрасте 15–72 лет в генеральной совокупности;

n' – число отбираемых счетных участков на первой ступени;

N' – общее число счетных участков в основе выборки;

k – число домашних хозяйств, подлежащих отбору;

M – число домашних хозяйств в N' -счетных участках.

Модель выборки

Для проведения ежеквартальных обследований населения по проблемам занятости формирование выборочной совокупности домашних хозяйств проводится в два этапа.

На первом этапе, как уже указывалось ранее, формируется годовой выборочный массив домашних хозяйств. Для его построения используется двухступенчатая выборка.

Общее количество счетных участков, подлежащих отбору на первой ступени, должно быть кратно четырем (обследование проводится в каждом из четырех кварталов). Объем выборки на первой ступени зависит также от количества лиц в возрасте 15-72 лет, подлежащих обследованию в каждом квартале, количества счетных участков в основе главной выборки (микропереписи населения) и продолжительности ее использования для проведения ежеквартальных обследований, средней нагрузки на интервьюера при проведении опроса.

Многомерное расслоение на первой ступени проводится в соответствии с планом выборки (отдельный элемент счетного участка представляет одну из стратификаций группировочных признаков).

Число счетных участков каждом “подслое” определяется по формуле:

Из каждого образованного “подслоя” случайно отбирается один счетный участок.

Информационной основой для построения годовой выборки домашних хозяйств на второй ступени является выборочная совокупность счетных участков, отобранная на первой ступени (отдельно по городскому и сельскому населению).

Одномерное расслоение БМ проводится по признаку “размер домашнего хозяйства”. Число домашних хозяйств, подлежащих отбору в выбранных счетных участках, определяется из уравнения:

(3)

где –- доля отбора домашних хозяйств на второй ступени .

На второй ступени домашнее хозяйство (бланк микропереписи) также отбирается случайно из интервала. Число домашних хозяйств определяется по формуле:

На втором этапе в целях определения выборочной совокупности домашних хозяйств для каждого квартального опроса формируются случайно четыре независимых подвыборки, каждая из которых состоит из определенного числа счетных участков и отобранных в них домашних хозяйств. Формирование этих подвыборок производится на основе годового массива домашних хозяйств, построенного в региональном разрезе (отдельно по городскому и сельскому населению).

Каждая из подвыборок формируется в результате последовательного отбора случайных чисел. Первые отобранные четыре случайных числа представляют каждую из четырех подвыборок. Последующие числа также характеризуют принадлежность счетного участка определенной подвыборке. Размер подвыборок зависит от расчетного числа счетных участков, состояния основы выборки и ее объема. Случайный отбор счетных участков в независимые подвыборки проводится до их соответствия определенному размеру.

Результаты формирования независимых подвыборок направляются в территориальные органы государственной статистики и являются основой для проведения ежеквартальных опросов населения.

В первом квартале обследуется одна из четырех подвыборок (например, № 1). Во втором квартале выборка первого квартала заменяется полностью. Вместо этой выборки обследованию подлежит подвыборка № 2 счетных участков и домашних хозяйств. В третьем квартале подвыборка второго квартала заменяется полностью на подвыборку № 3, а в четвертом квартале третья подвыборка полностью заменяется на подвыборку № 4.

В соответствии с изложенной моделью общая вероятность отбора домашнего хозяйства Р равна:

(4)

где – вероятность отбора счетного участка в микропереписи населения,

= 1/20 при = 0,05;

– вероятность отбора счетного участка на первой ступени:

или

– вероятность отбора домашнего хозяйства на второй ступени:

или

Если Ń׳ не кратно n׳, то часть участков отбирается с , а другая
часть – с

Если M не кратно k, то часть домашних хозяйств отбирается с , а

другая часть – с

Базовые (первоначальные) веса выборки V вычисляются по формуле:

(5)

Базовые веса подлежат корректировке с использованием внешней информации. В качестве последней при распространении выборочных данных обследования населения по проблемам занятости используется информация текущей статистики населения. Это позволяет получать не только согласованные данные, но и более точные оценки статистических параметров.

Формирование распространенных данных
и оценка точности результатов

Расчет весовых коэффициентов

Формирование итогов, т.е. получение распространенных данных, осуществляется на основе индивидуальных коэффициентов взвешивания, скорректированных по данным текущей статистики по половозрастному составу.

Расчет индивидуальных весов производится методом итеративного взвешивания выборки с использованием в качестве генеральной совокупности внешних данных о численности населения на начало года. При взвешивании выборочной совокупности обследованных персон в феврале и мае используются демографические данные на начало предыдущего года, при обработке результатов обследования за август и ноябрь — данные на начало текущего года. Процедура взвешивания заключается в сопоставлении выборочной совокупности обследованных персон, распределенной по группам с учетом половозрастной и региональной характеристик, со всей совокупностью населения, распределенной по этим же характеристикам.

При расчете индивидуальных весов взвешивание в одной итерации производится последовательно в три этапа.

Первая итерация

На первом этапе производится расчет базовых весов выборки в целом по России без учета регионального разреза отдельно по мужчинам и женщинам и 38 возрастным группам: с 15 до 24 лет — однолетним, с 25 до 49 лет — пятилетним, с 50 до 72 лет — однолетним:

	Мужчины	Женщины
В целом по Российской Федерации, человек
Лица в возрасте, лет:
однолетние группы:
…
пятилетние группы:
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
однолетние группы:
…

Расчет базовых весов производится путем деления общей численности населения в целом по России (по сумме регионов, проводивших обследование), распределенной по указанным выше характеристикам, на численность обследованных лиц, распределенных по этим же характеристикам.

На втором этапе производится расчет первого корректирующего коэффициента с распределением промежуточных распространенных данных и всей совокупности населения на группы по следующим характеристикам: регион (субъект Российской Федерации), вид поселения (город, село), пол (мужчины,женщины):

	Мужчины	Женщины
город	село	город	село
По субъектам Российской Федерации, человек
Белгородская область
Брянская область
Владимирская область
и т.д.

Расчет корректирующего коэффициента производится путем деления общей численности населения, распределенной по указанным выше характеристикам, на промежуточные распространенные данные первого этапа, распределенные аналогичным образом.

При этом на данном этапе для каждого региона России разный корректирующий коэффициент будет исчислен для каждой из следующих совокупностей: мужчины в сельской местности, мужчины в городской местности, женщины в сельской местности, женщины в городской местности.

На третьем этапе производится расчет второго корректирующего коэффициента на основе распределения промежуточных распространенных данных второго этапа (полученных после умножения на первый корректирующий коэффициент) и всей совокупности населения на группы по следующим характеристикам: регион, пол и 11 пятилетних возрастных групп:

	Мужчины	Женщины
По субъектам Российской Федерации, человек
Белгородская область
лица в возрасте, лет:
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
65-72
Брянская область
лица в возрасте, лет:
…
Владимирская область
лица в возрасте, лет:
…

Расчет корректирующего коэффициента производится путем деления общей численности населения на промежуточные распространенные данные второго этапа по соответствующим половозрастным группам.

На данном этапе для одного региона рассчитывается 22 различных по значению корректирующих коэффициента. При этом в рамках одного региона и одной возрастной группы мужчины (или женщины) как в городской, так и сельской местности имеют одинаковый корректирующий коэффициент.

Вторая итерация

Во второй итерации последовательно производятся операции по корректировке первоначального (базового) веса и промежуточных распространенных данных по тем же признакам, что и для трех этапов первой итерации.

На окончательном этапе весовой коэффициент (индивидуальный вес) для каждой стратификационной группы представляет собой произведение первоначального (базового) веса, рассчитанного на первом этапе взвешивания в первой итерации, и всех корректирующих коэффициентов, полученных в первой и второй итерациях.

Индивидуальные веса, рассчитанные для квартального выборочного массива единиц наблюдения, используются при формировании агрегированных данных по соответствующему кварталу. Распространенные данные, полученные на основе квартальной выборки, представительны для федерального уровня.

Для увеличения объема анализируемой выборочной совокупности и повышения представительности по регионам вводится процедура объединения массива четырех последовательных независимых квартальных выборок и расчета индивидуальных весов для этих объединенных массивов. Индивидуальные веса для объединенного массива четырех последовательных квартальных опросов исчисляются путем деления на 4 значений весов, рассчитанных для изолированных квартальных выборок, и используются при формировании агрегированных (распространенных) данных по признакам соответствующей объединенной совокупности обследованных лиц как по республикам, краям, областям, автономным округам, принимавшим участие в обследовании, так и в целом по России.

Объединение выборочных массивов четырех последовательных опросов и формирование на их основе распространенных результатов обследования производится ежеквартально по принципу расчета “скользящей средней”. Эти данные являются средними за соответствующий период и представляют величину показателя, в которой в определенной степени устранено влияние сезонных коле­баний.

Индивидуальный вес присваивается каждой отдельной единице наблюдения – персоне, вводится в базу микроданных в качестве производного признака и используется при оценке статистических характеристик, т.е. при формировании распространенных данных на всю численность населения обследуемого возраста по любым показателям программы обследования.

Оценка статистических характеристик
и ее точность

По данным выборочного обследования населения по проблемам занятости вычисляются следующие показатели: среднее значение признака, суммарное значение признака, абсолютное и относительное значение признака.

Оценка статистических характеристик по указанным показателям производится на основе микроданных и индивидуальных весовых коэффициентов, исчисленных в i -й страте с использованием внешней информации (данных текущей статистики населения по половозрастному составу).

При оценке статистических характеристик по результатам квартального опроса применяются следующие формулы.

Оценка общего количества единиц анализа :

(6)

где l – число страт или образованных слоев;

– количество лиц в выборке, принадлежащих i -й страте и обла-
дающих определенным признаком;

j – индекс квартала года;

– индивидуальный вес лица (персоны), принадлежащего i -й страте
(i = 1, 2, 3,..., l).

Оценка доли единиц с определенным признаком :

, (7)

где – численность населения в возрасте 15–72 лет соответственно по
территории, по которой производится оценивание статистических
характеристик.

Дисперсия оценки общего количества единиц анализа:

, 8)

где – дисперсия доли признака в i -м слое (страте) j -го квартала по выборке:

– доля отбора единиц в i -й страте в j -м квартале:

– число единиц в возрасте 15-72 лет в i -й страте по генеральной
совокупности

При расчете дисперсии оценки по формуле множитель 1 – fij (поправка на конечность совокупности) не использовался, так как доля отбора годовой выборки измеряется в промилях, т.е. f_ij «0,05.

Дисперсия оценки доли единиц с определенным признаком:

(9)

Для получения осредненных оценок статистических характеристик по четырем кварталам производится коррекция индивидуальных весов в j -м квартале путем деления на четыре индивидуальных квартальных весов в i -й страте. При вычислении по приведенным формулам осредненных оценок по четырем кварталам суммирование по i -й страте осуществляется с учетом данных объединенного выборочного массива четырех последовательных квартальных опросов.

Для получения осредненных оценок статистических характеристик по сумме четырех кварталов используются следующие формулы:

(10)

(11)

где – оценка статистических характеристик (численность и доли лиц,
обладающих определенным признаком) по сумме четырех
кварталов;

– скорректированный индивидуальный вес персоны в в i -й стра-
те j -го квартала (j = 1, 2, 3, 4).

Дисперсия оценки :

(12)

Дисперсия оценки :

(13)

В 1качестве показателей “точности оценивания” статистических характеристик по результатам квартальных обследований населения по проблемам занятости, т.е. количественной меры возможного отклонения оценки от действительного значения параметра, используются показатели, в основе которых лежит стандартная ошибка выборки (корень квадратный из дисперсии оценки):

стандартная ошибка выборки m, которая показывает порядок величины возможного отклонения оценки от параметра;

стандартная относительная ошибка выборки , которая показывает в процентах величину возможного отклонения оценки от параметра;

величина доверительного интервала tµ, представляющая диапазон, в котором заключен неизвестный параметр, где t – квантиль стандартного нормального распределения, соответствующий желательной доверительной вероятности (при
p = 0,9845 t = 2; p = 0,95 t = 1,96; p = 0,9 t = 1,645).

Выбор модели расчета показателей точности базируется на принятом способе вычисления оценок. Исходя из того, что оценка статистических характеристик по результатам обследования населения по проблемам занятости основывается на микроданных и индивидуальных весовых коэффициентах, при расчете точности оценивания статистических характеристик применяется модель расслоенной выборки с произвольным размещением, где каждый слой представляет одну из комбинаций выделенной системы признаков. В разрезе каждого субъекта Российской Федерации количество областей изучения, являющихся составной частью уравнения дисперсии оценки, равно 176, в целом по России оно составляет 15488.

При подготовке публикационных материалов по результатам обследования населения по проблемам занятости производится расчет показателей точности оценивания статистических характеристик по следующей системе признаков:

а) в целом по России:

численность занятого населения;

уровень занятости;

численность безработных;

уровень безработицы;

численность экономически активного населения;

уровень экономической активности;

численность экономически неактивного населения;

уровень экономической неактивности;

численность экономически неактивных граждан, не выразивших желание иметь работу;

численность экономически неактивных граждан, выразивших желание иметь работу;

б) по регионам России:

численность занятого населения;

уровень занятости;