2.2. Методичні підходи до інтегральної оцінки стану розвитку соціального-трудового партнерства в Україні

Соціально-трудове партнерство є складним багатогранним явищем, комплексна характеристика якого передбачає використання системи показників. Кожен показник такої системи має самостійне значення і водночас є складовою узагальнюючої властивості, що дає підстави для конструювання інтегральної оцінки.

Інтегруючий показник повинен узагальнювати всі часткові показники таким чином, щоб врахувати їх варіацію та силу впливу на результативну оцінку. Цю задачу вирішує метод багатовимірної середньої із стандартизованих вхідних даних з наданням певної ваги окремим показникам [10]. Цей метод ґрунтується на теорії "адитивної цінності", згідно з якою цінність цілого дорівнює сумі цінностей його складових. Він використовується для синтетичної оцінки складних соціально-економічних явищ і процесів, які характеризуються множиною ознак і не можуть бути виміряні одним реальним показником.

Завдяки тому, що метод багатовимірної середньої носить універсальний характер і має достатній ступінь гнучкості, він може використовуватися практично в будь-якій сфері наукових і практичних досліджень. Дуже важливо, що цей метод не лише дає узагальнюючу характеристику об'єкта дослідження по сукупності в цілому, але й дозволяє упорядкувати одиниці сукупності за певними властивостями (якостями), визначити належність кожної з них до певного типу. Популярність методу багатовимірної середньої викликана також доступністю і зручністю для практичного використання, достатньо простою і зрозумілою для широкого кола користувачів інтерпретацією результатів. Широко відомим він став завдяки розробкам таких синтетичних показників, як індекс людського розвитку, рівень життя населення.

Геометрично інтегральна оцінка інтерпретується як точка у багатовимірному просторі, координати якої вказують на масштаб або позицію певної j-ї одиниці сукупності. Алгебраїчно значення ознак для j-'i одиниці.

Найбільш прийнятним способом стандартизації є перехід до безрозмірних коефіцієнтів, які одержуються шляхом ділення індивідуальних значень показника на певне значення, взяте за базу порівняння. Таким значенням може бути або еталонне значення (норма, стандарт), або середнє значення по сукупності, або абсолютний показник варіації показника.

Порівняння з еталонними значеннями використовуються при наявності затверджених чи загальноприйнятих норм чи стандартів. Якщо такі нормативи відсутні, за еталон приймається максимальне або мінімальне (залежно від напряму впливу на результативну оцінку) значення, яке спостерігається в сукупності. Перевага такого методу стандартизації полягає в тому, що нормовані показники мають очевидну і чітку інтерпретацію, - вони показують відстань певної одиниці сукупності від досягнутого на даний момент ідеалу [102].

Разом з тим, даний метод має значні недоліки. Його застосування малоефективне для показників, еталонні значення яких наближаються до нульового значення (наприклад, для показника виробничого травматизму або питомої ваги працівників, зарплата яких нижча законодавчо встановленого мінімуму). Але найголовніше, що при такому методі стандартизації втрачається об'єктивність і системність в підходах до інтегральної оцінки. "Еталонне" значення показника, яке спостерігається у певної одиниці сукупності, може бути викликане випадковим збігом обставин або особливим статусом цієї одиниці (як наприклад в м. Києва) і виявитися недосяжним для інших одиниць По пічних покязникях елементи сукупності і "еталонними" значеннями будуть різними і невідомо, чи взагалі можливе поєднання всіх еталонів в одній одиниці сукупності. Цілком ймовірно, що досягнення еталону по одному показнику обумовлене негативним рівнем іншого показника. Наприклад, середня тривалість відпусток значно більша в регіонах, де поширена праця в шкідливих умовах, оскільки чинне законодавство передбачає додаткові відпустки за особливі умови праці.

Не слід використовувати для стандартизації середні величини, адже оцінка рівня розвитку соціально-трудового партнерства потрібна не лише по регіонах, а й по країні в цілому.. Якщо за базу порівняння взяти середні з регіональних показників (а це, власне, і є значення по країні в цілому), то по Україні всі нормовані показники становитимуть 1. Тобто, для інтегральної оцінки по країні доведеться застосовувати інший алгоритм розрахунку.

Універсальним способом нормування вихідних показників є використання абсолютних показників варіації. Цей спосіб дозволяє уникнути розглянутих вище проблем і, що дуже важливо при обчисленні багатовимірних середніх, вирівнює ступінь варіації різних показників. Узагальнюючою мірою варіації є стандартне відхилення:

де s -стандартне відхилення;

а - середнє квадратичне відхилення (корінь квадратний із суми квадратів відхилень індивідуальних значень показника від середнього);

п — кількість елементів сукупності.

Формула стандартизації індивідуальних значень показників має такий загальний вигляд [91, с.240-242]:

де zij - стандартизоване значення (коефіцієнт) /-го показника у ;-го елемента сукупності;

х,_; - вихідне значення i-го показника у j-го елемента сукупності; Sj - стандартне відхилення /-го показника.

Одержані коефіцієнти не мають одиниці виміру і їх дисперсія по всіх показниках дорівнює 1. Безперечною перевагою такого способу стандартизації є також збереження існуючої щільності взаємозв'язків між показниками системи.

Реальний соціально-економічний зміст нормованих показників можна визначити як внесок кожного з регіонів у формування середнього рівня по країні. Нормовані показники по Україні - це обернені коефіцієнти варіації, які характеризують ступінь варіації вихідних показників і можуть служити критерієм однорідності сукупності. Стандартизовані значення вихідних статистичних даних наведено в додатку 2.

При обчисленні багатовимірної середньої обов'язково слід врахувати, що показники сформованої системи розрізняються за напрямом впливу на результативну ознаку. Одні з них характеризують позитивні сторони соціально-економічного розвитку, вони мають прямий вплив на інтегральну оцінку: чим більше їх числове значення, тим вище рівень розвитку соціально-трудового партнерства. Такі показники називають стимуляторами.

Інші показники відображають негативні соціально-економічні явища, які мають зворотній вплив на результативну ознаку: чим більше їх числове значення, тим нижча оцінка розвитку соціально-трудового партнерства. Такі показники називають дестимуляторами.

Типологізацію показників сформованої системи за напрямом впливу на розвиток соціального партнерства наведено на рис. 2.3. У першому блоці системи показників дестимуляторами є рівень безробіття і частка працівників, що опинилися в стані часткового безробіття. У другому - питома вага працівників, заробітна плата яких менша законодавчо встановленого мінімуму, і тих, кому вчасно не виплачено заробітну плату. У третьому блоці також два показники-дестимулятори: частка зайнятих в умовах, що не відповідають санітарно-гігієнічним нормам, і питома вага потерпілих на виробництві.

Названі показники дають числову характеристику найбільш негативних явищ в сфері праці. Чим вищі їх значення, тим гірша оцінка стану розвитку соціально-трудового партнерства.

де z₍- - значення оберненого коефіцієнта у У-го елемента сукупності;

z,y - стандартизоване значення показника-дестимулятора у у-го елемента сукупності.

Такі обернені коефіцієнти не набувають властивостей повноцінних показників-стимуляторів. Але вони адекватно відображають вплив негативних факторів, оскільки не збільшують, а зменшують інтегральну оцінку.

Сформована система показників забезпечує комплексність охоплення предмета дослідження і має складну структуру. Показники, об'єднані по блоках, є однорідними щодо даного напрямку розвитку соціально-трудового партнерства, і середні оцінки по блоках мають самостійне значення для аналізу та порівнянь. Тому доцільно розраховувати загальну інтегральну оцінку на базі часткових, "внутрішньоблокових" оцінок, а не безпосередньо по сукупності нормованих показників. Це також значно полегшує визначення вагових коефіцієнтів, оскільки зважування проводиться уже по блоках.

Оскільки нормовані показники - це коефіцієнти, обчислені з різною базою порівняння, з точки зору математичної статистики їх не можна додавати. Тому часткова блокова оцінка (яка за своїми властивостями також є багатовимірною середньою) розраховується за формулою простої геометричної середньої:

де z j — середня блокова оцінка у /-го елемента сукупності;

Zij - стандартизоване значення г-го показника у i-го елемента сукупності;

П - символ добутку;

£і - кількість показників у блоці.

З урахуванням існування показників-дестимуляторів формула (2.6) набуває такого вигляду:

Одержані часткові середні по Україні і регіонах представлені в табл. 2.1.

Часткова середня оцінює окремо кожен напрям розвитку соціально-трудового партнерства згідно визначеної структури системи показників. Робити зіставлення між блоками поки що недоцільно, оскільки невідома їх сила впливу на узагальнюючу оцінку. Проте можна зробити висновки стосовно ступеня варіативності блокових характеристик.

Оцінка по Україні є оберненою величиною коефіцієнта варіації, отже, чим вона вища, тим більш однорідна сукупність за даною синтетичною ознакою, чим нижча - тим сильніша варіація. Як видно з табл. 2.1, найбільш однорідна територія України за ознакою організаційного рівня соціально-трудового партнерства: середня оцінка по цьому блоку становить 15,6 і значно вища, ніж по всіх інших блоках. Це свідчить про приблизно однаковий рівень охоплення працюючих колективними договорами і стан їх виконання в

регіонах.

Значно сильніша диференціація регіонів за ознаками соціальної захищеності на робочому місці та рівнем доходів населення (середні оцінки відповідно 2,94 і 2,17). Але найбільші регіональні відмінності спостерігаються в забезпеченні зайнятості та умовах праці, по яких середні оцінки становлять відповідно 1,77 і 1,82. Це означає, що ступінь варіації вихідних показників, з яких сформовано ці ознаки, по країні перевищує 50%.

Регіональна блокова оцінка показує внесок кожного регіону в формування середнього по країні рівня по певному напряму розвитку соціально-трудового партнерства. Оскільки вплив дестимуляторів нівельовано, показники по всіх блоках мають однакову спрямованість: чим вища регіональна оцінка, тим краще розвинуто даний напрямок соціально-трудового партнерства в цьому регіоні і тим істотніший його внесок у підвищення середнього рівня по країні.

Таблиця 2.1

Показники рівня розвитку соціально-трудового партнерства за окремими напрямами в Україні та регіонах у 2001 році

Регіони	Розвиток виробництва, забезпечення зайнятості	Рівень доходів	Умови праці	Соціальний захист	Рівень організації
	блок 1	блок 2	блок 3	блок 4	блок 5
Україна	1,768	2,166	1,823	2,944	15,597
АР Крим	1,913	2,015	2,277	2,355	15,522
Вінницька	1,773	1,693	3,044	3,410	14,320
Волинська	1,696	1,585	1,948	2,156	16,408
Дніпропетровська	1,935	2,577	1,721	3,065	16,266
Донецька	2,086	2,555	1,042	4,616	15,830
Житомирська	1,472	1,651	2,587	2,572	15,544
Закарпатська	1,419	2,021	4,130	3,838	15,495
Запорізька	1,839	2,872	1,926	3,078	16,890 і
Івано-Франківська	1,477	1,894	3,154	3,029	15,905
Київська	1,880	2,106	2,200	2,071	15,139
Кіровоградська	1,525	1,808	2,421	2,591	15,609
Луганська	1,626	2,126	1,055	3,400	17,018
Львівська	1,411	2,008	2,353	2,551	15,512
Миколаївська	1,724	2,296	2,833	2,905	16,818
Одеська	2,088	2,241	3,491	1,876	16,078
Полтавська	1,941	1,965	2,167	3,253	15,028
Рівненська	1,550	1,877	2,614	2,728	15,941
Сумська	1,529	1,971	1,823	2,622	15,805
Тернопільська	1,438	1,545	3,788	2,170	13,032
Харківська	1,701	2,566	2,206	3,119	17,174
Херсонська	1,444	1,812	2,367	2,267	16,302
Хмельницька	1,664	1,570	2,978	2,474	14,980
Черкаська	1,781	1,847	2,649	3,034	16,627
Чернівецька	1,213	1,719	4,557	2,721	15,606
Чернігівська	1,666	1,687	2,322	1,889	15,799
м. Київ	3,022	5,587	2,797	2,595	16,095
м. Севастополь	2,195	3,141	2,044	2,595	17,463

Для полегшення аналізу територіальних відмінностей регіони було проранжовано за порядком зменшення оцінок в блоках. Тобто, перший ранг має регіон, у якого найвищий (найкращий) показник по даному блоку, останній (27-й) - регіон, у якого найнижчий (найгірший) показник. Результати ранжування зведено в табл. 2.2.

Таблиця 2.2

Ранги регіонів України за рівнем розвитку окремих напрямів соціально-трудового партнерства у 2001 році

В першому блоці, який характеризує рівень розвитку соціального партнерства стосовно розвитку виробництва і забезпечення зайнятості, лідируючі позиції займають мм. Київ та Севастополь, чиї високі показники обумовлені особливими статусами цих міст. Показник по м. Києву майже вдвічі перевищує середній рівень по країні, по м. Севастополю - у півтора раза. В цих містах найнижчі показники повного і часткового безробіття, найвищий рівень працевлаштування через Державну службу зайнятості. Місто Київ, крім того, набагато випереджає всі інші регіони за показниками виробництва валової доданої вартості на душу населення та рівня зайнятості.

Високі ранги по першому блоку мають індустріально розвинуті Донецька, Дніпропетровська і Запорізька області, в яких дуже високі показники виробництва, ефективно працює Державна служба зайнятості щодо працевлаштування, нижчий середнього рівень безробіття. Проте в них досить поширене часткове безробіття, особливо в Запорізькій області, через що її ранг становить лише 9.

Високі ранги по першому блоку мають також Одеська, Полтавська, Київська області і Автономна Республіка Крим. В цих регіонах відносно низький рівень безробіття і високий рівень зайнятості, ефективно працює Державна служба зайнятості. Київська і Полтавська області мають також високі виробничі показники.

Найнижчі ранги за рівнями розвитку виробництва і зайнятості одержали західні регіони: Чернівецька, Львівська, Закарпатська, Тернопільська, Івано-Франківська, а також Херсонська, Житомирська та Кіровоградська області. В цих регіонах дуже низькі виробничі показники, найвищі рівні повного і часткового безробіття, значно нижчій за середній рівень зайнятості та ефективність роботи Державної служби зайнятості.

По другому блоку, який віддзеркалює успіхи регіонів щодо підвищення доходів населення, розподіл рангів дуже схожий з першим блоком, що свідчить про тісний зв'язок між зайнятістю та доходами.На перших місцях знов опинилися мм. Київ та Севастополь. Оцінка по м. Києву в 2,5 раза перевищує середній рівень по країні, по м. Севастополю - у півтора раза. В цих містах майже відсутня заробітна плата, нижча від законодавчо визначеного мінімуму; оплата праці на третину складається з надбавок та доплат. Місто Київ набагато випереджає всі інші регіони за розміром сукупних витрат домашніх господарств, причому питома вага оплати праці становить дві третини сукупних ресурсів домогосподарств, практично ліквідовано заборгованість з виплати заробітної плати.

В шестірку кращих знов увійшли Запорізька, Дніпропетровська і Донецька, а також Харківська області, в яких сукупні ресурси домашніх господарств наполовину складаються з заробітної плати, незначна кількість працівників, у яких оплата праці нижче мінімальної, третину заробітку складають надбавки, доплати, компенсації. Проте в цих регіонах значна кількість працівників, яким несплачена вчасно заробітна плата (особливо в Донецькій області, ранг якої по другому блоку сягнув лише 6 сходинки).

Найгірший стан розвитку соціально-трудового партнерства щодо підвищення доходів населення спостерігається в Тернопільській, Хмельницькій, Волинській, Житомирській, Чернігівській, Вінницькій та Чернівецькій областях. В цих регіонах питома вага працівників, заробіток яких нижче законодавчо визначеного мінімального розміру, перевищує 15 % від загальної чисельності, а частка тих, кому вчасно несплачена заробітна плата, сягає 30-45 %. Частка надбавок і доплат в структурі заробітної плати не перевищує 24-27 %. Хоча розмір сукупних витрат домашніх господарств в цих регіонах близький до середнього, питома вага оплати праці в їх сукупних ресурсах становить 25-35 %. Для домогосподарств в цих регіонах важливим джерелом засобів існування служить особисте селянське господарство.

По третьому блоку, який характеризує стан розвитку соціально-трудового партнерства в галузі умов праці, розподіл регіонів за рангами прямо протилежний двом першим. Несприятливі або небезпечні умови праці найчастіше ісіїутоть на промислових підприємствах. Тому в цьому блоці кращі позиції займають регіони, де серед видів економічної діяльності переважає зайнятість у сільському господарстві і відсутня важка промисловість: Чернівецька, Закарпатська, Тернопільська, Одеська, Івано-Франківська, Вінницька, Хмельницька та Миколаївська. Навіть м. Київ, не дивлячись на переважання в структурі зайнятості населення невиробничих галузей економіки, опинилося лише на 9 місці.

Відповідно, найгірші оцінки щодо умов праці одержали індустріальні регіони, де поширена добувна і важка промисловість: Донецька, Луганська, Дніпропетровська, Запорізька області. В цих регіонах найбільша частка працюючих в шкідливих умовах і найвищі показники виробничого травматизму. Більше половини потерпілих на виробництві в Україні у 2001 році припадало на Донецьку і Луганську області, де зосереджено видобуток вугілля.

Низьку оцінку розвитку соціально-трудового партнерства стосовно умов праці мають також Сумська, Волинська, Полтавська області та м. Севастополь, де значна частка працюючих в шкідливих умовах.

Досить важко пов'язати з оцінками, одержаними в попередніх блоках, ранги регіонів по розвитку соціально-трудового партнерства щодо соціального захисту на робочому місці (четвертий блок). З одного боку, високі ранги одержали індустріальні регіони: Донецька, Луганська, Запорізька, Дніпропетровська, Харківська області. Це можна пояснити тим, що підприємства в цих регіонах змушені приділяти більше уваги рівню кваліфікації своїх працівників і мають фінансові можливості для виділення коштів на додаткові пільги і компенсації для них.

З другого боку, до десятки кращих по цьому блоку увійшли Закарпатська, Вінницька, Полтавська, Івано-Франківська області. їх високий ранг забезпечений великим розміром додаткових соціальних виплат, при тому, що показники підвищення кваліфікації в цих регіонах істотно нижчі середнього рівня по країні. Можливо, підприємства таким чином намагаються компенсувати працівникам недостатній рівень оплати праці.

Як не дивно, найгірші оцінки по цьому напрямку соціально-трудового партнерства одержали регіони, досить "благополучні" в попередніх блоках: Одеська, Київська області та Автономна Республіка Крим.

Підприємства міст Києва і Севастополя, не дивлячись на порівняно кращі фінансові можливості, також не надто багато уваги приділяють підвищенню кваліфікації і соціальної захищеності своїх працівників: їх ранги становлять відповідно 16 і 17.

Більш зрозуміло, що низькі оцінки одержали також регіони, які мають низькі ранги по першому і, особливо, по другому блоках: Чернігівська, Волинська, Тернопільська, Херсонська, Хмельницька, де підприємства не мають фінансових можливостей на достойну оплату праці, а тим більше на додаткові соціальні заходи та задоволення духовних потреб працівників.

П'ятий блок дає оцінку розвитку колективних договірних відносин. Найкращих успіхів в цьому напрямку досягли м. Севастополь і Харківська область, в яких дуже високий рівень охоплення працюючих колективними договорами і рівень їх виконання становить 95 %. Високі ранги також мають Луганська, Запорізька, Миколаївська, Черкаська області.

Найкращий рівень виконання положень колективних договорів в м. Києві (96,6 %), але ними охоплено лише 73 % працюючих. Як наслідок, м. Київ посідає тільки 10 сходинку. Такий низький показник можна пояснити великою кількістю установ державного управління, працівники яких підпадають під статус державних службовців.

Найнижчі ранги одержали Тернопільська, Вінницька, Хмельницька, Полтавська, Київська, Закарпатська, Львівська області. В цих регіонах колективними договорами охоплено лише близько 75 % загальної кількості працюючих, а стан виконання укладених зобов'язань нижчий середнього по країні.

Як засвідчив аналіз часткових середніх, між оцінками окремих блоків існує певний зв'язок. Для визначення напрямку та вимірювання щільності такого зв'язку використовуються парні лінійні коефіцієнти кореляції.

Формула розрахунку лінійного коефіцієнту кореляції г має такий загальний вигляд:

де - значення ознак, взаємозв'язок яких оцінюється, у j-го елемента сукупності;

- дисперсії ознак;

п - кількість елементів сукупності.

Для інтерпретації щільності зв'язку лінійний коефіцієнт кореляції переводять у коефіцієнт детермінації Я²:

Аналіз взаємозв'язків між частковими оцінками представляє великий інтерес для вивчення можливості поєднання кращих здобутків в окремих напрямках розвитку соціально-трудового партнерства або їх оптимального поєднання. Матриця лінійних коефіцієнтів кореляції, які відображають взаємозв'язки між блоками показників соціально-трудового партнерства, представлена в табл. 2.3.

Таблиця 2.3

Парні лінійні коефіцієнти кореляції між оцінками окремих напрямів розвитку соціально-трудового партнерства в Україні у 2001 році

		Розвиток виробництва, забезпечення зайнятості	Рівень доходів	Умови праці	Соціальний захист	Рівень організації
Забезпечення зайнятості	блок 1	1	0,850	-0,285	0,044	блок 5 0,239
Рівень доходів	блок 2	0,850	1	-0,162	0,121	0,365
Умови ппапі	блок 3	-0.285	-0.162	1	-0.220	-0 443
Соціальний захист	блок 4	0,044	0,121	-0,220	1	0 132
Рівень організації	блок 5	0,239	0,365	-0,443	0,132	1

Блок 1, який оцінює розвиток соціально-трудового партнерства щодо сприяння розвитку виробництва і забезпечення зайнятості, має прямий і дуже щільний зв'язок із блоком 2 (рівень доходу), - коефіцієнт кореляції між ними становить 0,85, тобто 72 % варіації рівня доходів визначається варіацією показника забезпечення зайнятості, і чим вища оцінка забезпечення зайнятості, тим вищий рівень доходу. Проте блок 1 має обернений, хоча і не дуже щільний, зв'язок з блоком 3 (г = - 0,285), тобто, чим вищий показник забезпечення зайнятості, тим гірша оцінка умов праці. Варіація оцінок забезпечення зайнятості фактично не впливає на варіацію значень блоку 4 (соціальний захист) і має прямий, хоча і нещільний, вплив на блок 5 (рівень організації соціально-трудового партнерства). Таким чином, можна зробити висновок, що розвиток соціально-трудового партнерства в напрямку забезпечення зайнятості сприяє підвищенню рівня доходів населення, але відбувається за рахунок погіршення стану умов праці і не покращує стану соціальної захищеності працюючих.

Блок 2 (рівень доходу) дуже щільно пов'язаний з блоком 1, тому його зв'язки з іншими блоками подібні, як у першого. Але зворотній зв'язок з блоком 3 значно слабший, а прямий зв'язок з блоками 4 і 5 - щільніший. Показник рівня доходу дуже сильно пов'язаний з оцінкою розвитку виробництва і забезпечення зайнятості (72 % варіації) і певною мірою залежить від рівня організації соціально-трудового партнерства (13 % варіації), а також має прямий, хоча і досить слабкий, зв'язок із станом соціальної захищеності працюючих. Існування зворотного зв'язку між рівнем доходу і блоком З пояснюється, очевидно, наявністю певних компенсаційних виплат за шкідливі чи несприятливі умови праці.

Як видно з табл.. 2.3, оцінка розвитку соціально – трудового партнерства щодо умов праці має від'ємні коефіцієнти кореляції з усіма іншими блоками. Це означає, що зв'язок між нею й іншими частковими оцінками зворотній. Найщільніший зв'язок з п'ятим блоком: 20 % варіації показника умов праці пов'язано з варіацією рівня організації соціально-трудового партнерства.

Зворотний характер взаємозв'язків викликаний тим, що на підприємствах з несприятливими умовами праці вищий рівень організації договірних відносин, більше заходів соціального захисту працівників і вищий рівень оплати, проте покращання умов праці призводить до зниження можливостей забезпечення зайнятості.

Блок 4 (соціальний захист) має найнижчі показники щільності взаємозв'язків з іншими блоками. Частково це може пояснюватися слабкою інформаційною наповненістю даного блоку (зокрема відсутністю даних про ступінь охоплення працюючих соціальним страхуванням). Але причиною також є багатофакторність стану соціальної захищеності працівників: він залежить від загальної економічної ситуації в країні, вимог чинного законодавства, виду економічної діяльності та наявних фінансових можливостей підприємства, інших об'єктивних і суб'єктивних чинників. Серед наявних факторних блоків найщільніший зв'язок оцінка соціальної захищеності має з умовами праці (г = - 0,22). Є також слабкий прямий зв'язок з рівнем розвитку договірних відносин і доходів.

Судячи з коефіцієнтів кореляції блоку 5, рівень організації договірних відносин вищий на підприємствах з несприятливими умовами праці (зв'язок зворотній і досить щільний), і підвищення цього показника сприяє зростанню рівня доходів населення, забезпеченню зайнятості і покращанню соціального захисту працюючих (зв'язок прямий, але порівняно слабкий).

Підсумовуючи аналіз взаємозв'язків між оцінками окремих напрямів розвитку соціально-трудового партнерства, можна зробити висновок, що досягти поєднання найкращих часткових оцінок в одному елементі сукупності (регіоні) практично неможливо, принаймні за сучасних економічних умов. Відстала матеріально-технологічна база, складний фінансовий стан підприємств призводять до того, що забезпечення зайнятості населення відбувається без дотримання належних умов праці та соціального захисту, а організація договірних відносин ще досить слабко впливає на ці процеси.

Одержані часткові оцінки відображають досягнення регіонів по окремих блоках показників. Для комплексної оцінки рівня розвитку соціально-трудового партнерства необхідно побудувати модель, яка враховувала б існуючі взаємозв'язки між частковими оцінками і вплив кожної з них на інтегральний показник.

Загальний вигляд моделі описується формулою:

де- інтегральна оцінка (багатовимірна середня) уелемента укупності;

- часткова оцінка по г'-му блоку показників у елемента сукупності;

• - ваговий коефіцієнт у г-го блоку показників.

Задача по формуванню системи вагових коефіцієнтів може бути вирішена двома способами:

1) експертна оцінка, яка передбачає опитування фахівців стосовно розташування факторів за силою впливу. Недоліками цього методу є велика залежність від об'єктивності і кваліфікації залучених експертів, а також статичність експертної оцінки. Соціально-економічні явища постійно змінюються, змінюється також співвідношення між чинниками, що його формують. Тому при аналізі в динаміці виникає потреба у зміні ваг, а провести кожного разу опитування експертів неможливо, оскільки серйозне експертне оцінювання - складна робота, яка потребує залучення багатьох осіб і витрат певних коштів.

2) багатовимірний кореляційно-регресійний аналіз, який описує залежність і дозволяє за допомогою статистичних розрахунків кількісно виміряти силу впливу на певне явище окремих факторів і при необхідності повторювати такі розрахунки щоразу. Для побудови багатовимірної моделі дуже важливо, що цей метод дає можливість визначити не лише вплив факторів на результативну ознаку, але и урахувати щільність взаємозв'язків між самими факторами, що, як правило, має місце при дослідженні соціально-економічних явищ [10].

Теорія багатовимірного кореляційно-регресійного аналізу достатньо ґрунтовно опрацьована, алгоритм розрахунку реалізовано в багатьох стандартних програмних засобах, тому його практичне використання не вимагає значних затрат праці і часу. Таким чином, другий спосіб має очевидні переваги.

Загальний вигляд багатофакторної регресійної моделі описується рівнянням:

де- теоретичні (модельні) значення результативної ознаки;

- факторні змінні; а - вільний член рівняння (значення результативної ознаки, коли значення всіх факторних ознак дорівнюють нулю);

- коефіцієнт регресії, який показує, на скільки одиниць в середньому зміниться значення результативної ознаки при збільшенні значення і-ї факторної ознаки на одну одиницю.

Для визначення відносного впливу факторних ознак, а також приведення у порівнянний вид різнойменних факторних ознак, коефіцієнти регресії перераховуються в коефіцієнти еластичності за формулою:

де- коефіцієнт еластичності, який показує, на скільки процентів в середньому зміниться значення результативної ознаки при збільшенні значення і-ї факторної ознаки на 1%;

- стандартне відхилення г'-ї факторної ознаки; — стандартне відхилення результативної ознаки. Вага кожного з факторів повинна відображати їх "чистий" вплив на результативну ознаку, елімінуючи вплив їх взаємозв'язків між собою. Формула розрахунку має вигляд:

де - лінійний коефіцієнт кореляції, який вимірює зв'язок

результативної ознаки зфакторною ознакою;

— коефіцієнт множинної детермінації, який вимірює

загальний вплив на результативну ознаку всіх факторів, включених до моделі [10].

Сума всіх ваг дорівнює одиниці:

Застосування кореляційно-регресійного аналізу передбачає вирізнення з-поміж наявних показників одного, який може вважатися результативною ознакою (у), всі інші розглядаються як факторні ознаки (х,). В даному випадку результативною ознакою має служити рівень організації договірних відносин (блок 5), оскільки цей показник, на відміну від інших, характеризує безпосередньо соціально-трудове партнерство, відображаючи його головні елементи: ступінь охоплення працюючих колективними договорами і стан їх виконання. Інші показники (блоки 1-4) характеризують стан розвитку соціально-трудового партнерства опосередковано, показуючи його часткові результати в різних напрямах. Регресійна модель дасть можливість визначити рівень організації договірних відносин з урахуванням їх ефективності, тобто узагальнюючу оцінку розвитку соціально-трудового партнерства.

Результати розрахунку параметрів моделі представлені в табл. 2.4.

Таблиця 2.4

Параметри рівняння регресії та вагові коефіцієнти для визначення інтегральної оцінки розвитку соціально-трудового партнерства в Україні у 2001 році

	Розвиток виробництва, забезпечення зайнятості	Рівень доходів	Умови праці	Соціальний захист
	блок 1	блок 2	блокЗ	блок 4
Коефіцієнт регресії	-1,373	0,854	-0,544	-0,060
Коефіцієнт еластичності	-0,524	0,737	-0,482	-0,040
Вага	-0,356	0,764	0,607	-0,015

Рівняння регресії побудовано по безвимірних блокових оцінках, проте перехід до коефіцієнтів еластичності потрібен для визначення ваги. Крім того, це полегшує економічну інтерпретацію його параметрів. Зв'язок оцінки рівня організації договірних відносин з іншими частковими оцінками розвитку соціально-трудового партнерства в Україні у 2001 році описується таким рівнянням регресії:

Параметр а = 17,937 - вільний член рівняння, в даному випадку він має лише розрахункове призначення, оскільки факторні ознаки не набувають нульових значень.

Коефіцієнти еластичності показують, що оцінка рівня організації договірних відносин при збільшенні на 1% часткових оцінок:

• забезпечення зайнятості (блок 1) - зменшиться в середньому на 0,524%;

• рівень доходів (блок 2) - збільшиться в середньому на 0,737%;

• умови праці (блок 3) - зменшиться в середньому на 0,482%;

• соціальний захист (блок 4) - зменшиться в середньому на 0,060%.

Коефіцієнт множинної детермінації R2 = 0,352, тобто, від варіації всіх чотирьох факторів, включених до моделі, залежить 35,2 % варіації оцінки рівня організації договірних відносин. Одержаний R2 перевищує критичне значення коефіцієнта, яке при даних ступенях свободи і рівнем істотності а = 0,05 становить 0,294. Тобто, з імовірністю 95 % із 100 зв'язок між оцінкою рівня організації договірних відносин та іншими частковими оцінками є істотним.

Вага дозволяє перерозподілити вплив кожного з факторів відповідно до їх "чистого" внеску у варіацію результативної ознаки і перейти від рівняння регресії до моделі інтегральної оцінки розвитку соціально-трудового партнерства. Вона має такий вигляд:

Порівнюючи факторні ваги, слід відзначити, що найбільший вплив на інтегральну оцінку розвитку соціально-трудового партнерства справляють показники рівня доходівта умов праці Вплив

забезпечення зайнятості досить істотний, але обернений Зворотний характер зв'язку має також показник соціальної захищеності, проте його вплив незначний. Таким чином, можна дійти висновку, що

на інтегральну оцінку розвитку соціально-трудового партнерства позитивно впливають підвищення рівня доходів населення і покращання умов праці, тоді як зростання показників забезпечення зайнятості та соціальної захищеності призводять до її зниження.

Суперечливість напряму впливу двох останніх чинників пояснюється складним характером взаємозв'язків між факторами, що включені до моделі (див. табл. 2.3). Як відзначалося раніше, оцінка стану умов праці має обернений зв'язок з усіма іншими ознаками. В регресійному рівнянні вплив цієї ознаки був помірним і також зворотнім, але в моделі вона набула істотно більшу вагу і її вплив став прямим. Натомість показники сприяння розвитку виробництва і забезпечення зайнятості та соціального захисту значно втратили свої позиції за силою впливу. Зворотній напрям їх впливу на інтегральну оцінку викликаний скоріш за все досить щільним оберненим зв'язком з оцінкою умов праці. Можна також зробити висновок, що забезпечення зайнятості населення і соціальна захищеність на робочому місці найбільш вразливі напрями соціально-трудового партнерства в Україні.

Інтегральні оцінки розвитку соціально-трудового партнерства по регіонах та в цілому по країні розраховуються шляхом підстановки часткових оцінок по факторних блоках до модельного рівняння (формула 2.15). Інтегральна оцінка не має одиниці виміру і самостійного економічного чи статистико-математичного змісту. Вона призначена для порівняльного аналізу стану розвитку соціально-трудового партнерства у просторі і часі, а також визначення внеску окремих складових соціально-трудового партнерства.

Як видно з рівняння 2.15, інтегральна оцінка складається з двох частин: постійної (константа а - 17,937, вільний член рівняння) і змінної, яка є сумою добутків вагових коефіцієнтів та факторних блокових оцінок. Таким чином, значення інтегральної оцінки визначається величиною факторних ознак і вагами окремих факторів. В даному випадку вирішальну роль у її формуванні відіграють часткові оцінки блоків рівня доходів та умов праці, які мають найвищі ваги. Оцінки блоку забезпечення зайнятості також досить істотно впливають на інтегральний показник, причому в зворотному напрямі. Розмір оцінки блоку соціального захисту не має великого значення, оскільки його вага неістотна.

Результати розрахунків за 2001 р. представлені в табл. 2.5.

Інтегральна оцінка розвитку соціально-трудового партнерства по Україні в 2001 ропі становила 20, 027, в тому числі приріст за рахунок факторних ознак склав 2,090. Це пояснюється тим, що серед факторних ознак забезпечення зайнятості має найнижчу оцінку, а соціальний захист — найменшу вагу, отже, зниження за їх рахунок перекривається позитивним впливом оцінок по 2 й З блоках.

Таблиця 2.5

Інтегральна оцінка розвитку соціально-трудового партнерства в Україні та регіонах у 2001 році

Найбільший приріст за рахунок факторних ознак спостерігається у м. Києві (4,855), Чернівецькій (3,605), Закарпатській (3,487), Одеській (3,060) областях. Відповідно, ці регіони мають найвищі інтегральні оцінки. Дуже високий показник рівня доходів населення і досить благополучна оцінка умов праці дозволили м. Києву досягти першого місця серед регіонів, незважаючи на найвищу оцінку по забезпеченню зайнятості. Успіх Чернівецької і Закарпатської областей забезпечений переважно високими оцінками умов праці і дуже низькими показниками забезпечення зайнятості. Одеська область має гарні показники по блоках рівня доходу і умов праці, що дозволило компенсувати досить істотний вплив фактора забезпечення зайнятості.

Високі інтегральні оцінки мають також Тернопільська та Івано-Франківська області (у них дуже високі показники по умовах праці і дуже низькі - по забезпеченню зайнятості), Запорізька, Харківська області і м. Севастополь (у них дуже високі показники рівня доходів, що перекривають низьку оцінку умов праці і високий рівень забезпечення зайнятості), а також Миколаївська область, яка має непоганий баланс показників по всіх факторних блоках.

Найменші прирости за рахунок факторних ознак, а отже, найгірші інтегральні оцінки розвитку соціально-трудового партнерства (менше 20) спостерігаються у Луганській, Волинській, Донецькій, Сумській областях, що викликано дуже низькими оцінками умов праці.

Як видно з табл. 2.5, у багатьох регіонів ранги за інтегральною оцінкою розвитку соціально-трудового партнерства суттєво відрізняються від рангів за фактичною оцінкою рівня організації договірних відносин. Це пояснюється тим, що інтегральна оцінка показує не лише розвиток договірних відносин, а й враховує ефективність цих відносин в усіх напрямах соціально-трудової сфери.

Зокрема, ранг Волинської області за оцінкою по п'ятому блоку становить 7, тоді як за комплексною оцінкою - лише 26. Якщо повернутися до регіональних оцінок розвитку окремих напрямів соціально-трудового

партнерства (див. табл. 2.1 - 2.2), таке переміщення стає зрозумілим: по

Волинській області дуже низькі показники рівня доходів і умов праці. Значно втратили свої позиції за інтегральною оцінкою також Луганська, Донецька, Сумська області, причиною чого стали дуже низькі оцінки по умовах праці.

Протилежним прикладом може служити Закарпатська область, яка з 22-го місця по п'ятому блоку потрапила на 3-е місце за інтегральною оцінкою. При низьких рівнях розвитку виробництва і зайнятості, в цій області дуже висока оцінка умов праці і близький до середнього показник рівня доходів. За рахунок високих оцінок умов праці дуже покращили свої позиції практично всі західні регіони.

Підсумовуючи аналіз, можна виокремити такі типи регіонів за рівнем розвитку соціально-трудового партнерства в Україні у 2001 році:

• регіони, в яких досягнуто відносно високий рівень партнерства по всьому комплексу соціально-трудових відносин. До них належать м. Київ, Миколаївська та Одеська області;

• регіони, в яких досить високий інтегральний рівень партнерства, але є проблеми в сфері умов праці. До них відносяться м. Севастополь, Запорізька, Харківська області;

• регіони, в яких висока інтегральна оцінка соціально-трудового партнерства досягається переважно за рахунок сприятливих показників умов праці, проте в них існують серйозні проблеми щодо забезпечення зайнятості та доходів населення. До цієї групи входять західні регіони: Чернівецька, Закарпатська, Тернопільська, Івано-Франківська, Львівська області;

• регіони із середнім інтегральним рівнем розвитку соціально-трудового партнерства, основною проблемою яких є недостатній рівень доходів: Вінницька, Кіровоградська, Рівненська, Хмельницька, Херсонська, Черкаська області;

• регіони з низьким інтегральним рівнем розвитку соціально-трудового партнерства, в яких порівняно високі показники забезпечення зайнятості і рівня доходів, але дуже низька оцінка умов праць Дніпропетровська, Донецька, Луганська, Київська, Полтавська області, АР Крим;

• регіони з дуже низькою ефективністю соціально-трудового партнерства по всіх напрямах: Волинська, Житомирська, Сумська, Чернігівська області.