Файл: Юзбашев М.М. Методы изучения динамики распределений и зависимостей.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 25.06.2024
Просмотров: 87
Скачиваний: 0
при небольшом числе сравниваемых периодов — не бо лее 3—4.
Табл. 23 достаточно наглядно отражает динамику двумерного распределения 1, по ней могут быть сделаны следующие выводы:
1. Динамика распределения происходит при возрас тании средних величин обоих взаимосвязанных призна ков.
2.Численность совокупности заметно возросла только
впериод с 1965 по 1970 г.
3.Распределение совокупности по признакам х и у все время остается близким к нормальному.
4.Зависимость между признаками х и у сохраняет
примерно прямолинейный характер.
5. Теснота зависимости скорее всего несколько умень шается ввиду возрастания абсолютной величины вариа ции по признаку х.
Графическое изображение динамики корреляционной зависимости также может быть в данном частном случае достигнуто с помощью метода условных обозначений для разных лет. Оно строится в прямоугольной системе ко ординат, как и за отдельный период времени, но на поле графика наносятся точки разных цветов или разной формы знаки (точка зачерненная, кружок, звездочка), каждый из которых соответствует определенному пе риоду.
Графическое изображение (рис. 5) позволяет сделать следующие выводы.
1. Динамика совокупности приводит к возрастанию как средних значений признаков х и у, так и их диспер сий.
2.Зависимость между х и у сохраняет примерно пря молинейный характер.
3.Уменьшается наклон линии регрессии у по х, т. е. большой оси воображаемого эллипса, охватывающего «точки» за каждый год, иначе говоря, снижается сред нее возрастание признака у на единицу признака хУ
4.Зависимость становится менее тесной, возрастает
разброс «точек», следовательно, относительная роль признака х в вариации признака у постепенно умень шается.
1 Для повышения наглядности полезно данные разных лет обо значать разными цветами.
Т |
127 |
Способ условного обозначения данных за разные'пе риоды особенно пригоден в сочетании с .методом средних двумерных распределений, т. е. распределений, усред ненных за ряд лет. Усредненное распределение, например, за пятилетие лучше отражает закономерность связи при знаков, чем распределение за один год, если только сама закономерность связи остается на протяжении пятилетия постоянной. Особенно полезно усреднение распределе ний при наличии значительной случайной колеблемости признаков в динамике, например, колеблемость урожай ности сельскохозяйственных культур. Изобразив с по мощью двух видов условных знаков средние распределе ния за два пятилетия, можно по графику достаточно уве ренно судить о динамике корреляционной зависимости.
жX
ж о *
Г *
Хо
•О О
6 -
V №50г
3 - |
|
|
|
|
V таг. ’ |
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
so |
wo |
150 |
zoo |
Z50 |
300 |
Рис. 5. Графическое изображение динамики корреляционной зави симости с помощью условных обозначений разных периодов
Другим методом табличного и графического, представ ления динамики двумерных распределений может слу жить метод параллельного сопоставления серий корре ляционных таблиц или графиков. При этом отдельная таблица или график, желательно небольшого размера, строится для каждого периода или момента времени от дельно, а затем полученные таблицы или графики распо лагаются вместе, желательно в строго определенном по-
128
19Б5г.
25 ~:
2 0 -
15
10 -
5
0-
10 20 30 90 50 00 70
1968 г
25-
2 0 -
15-
10- '
20 30 00 50 SO 70
1.9SC г. |
1907г. |
25 Н |
|
|
|
|
|
|
го- |
|
|
|
|
|
|
20 - |
|
|
|
|
|
|
го |
|
|
|
|
|
|
15 |
|
|
|
|
|
|
го |
|
|
|
|
|
|
10 - |
|
|
|
|
|
|
т |
|
|
|
|
|
|
5 - |
|
|
|
|
|
|
о ■ |
|
|
|
|
|
|
0_ |
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
10 |
го |
30 |
90 |
50 |
60 |
70 |
10 |
20 |
30 |
90 |
50 |
ВО |
70 |
И |
|
|
1960 г |
|
|
|
|
|
1970 г |
|
|
|
|
25 - |
|
|
|
|
|
|
25 |
|
|
|
|
|
|
20- |
|
|
|
|
|
|
20 |
|
|
|
|
|
|
15 - |
|
|
|
|
|
|
15 |
|
|
|
|
|
|
т - |
|
|
|
|
|
|
Ш |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
.1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
О |
|
|
|
|
|
|
т |
га |
зо |
оо |
ао |
во |
'/о |
10 |
20 |
30 |
90 |
50 |
60 |
70 |
ГО- |
Рис. 6. Динамика корреляционной зависимости. Метод параллельного сопоставления |
СО |
рядке друг за другом, с тем, чтобы их можно было охва тить единым восприятием и получить на основе их срав нения представление о характере динамики зависимости.
Параллельное сопоставление построенных в одинако вом масштабе графических изображений корреляционной зависимости за последовательный ряд лет (рис. 6) по зволяет судить о динамике формы и тесноты этой зави симости. Заметны существенные колебания в расположе нии точек на графике, особенно, колебания значений признака х. Колеблется и наклон оси воображаемого эл липса, охватывающего точки, т. е. колеблется коэффици ент регрессии. Постепенно ослабевает теснота корреля ционной зависимости: если по графику за 1965 г. можно примерно оценить коэффициент корреляции в пределах от 0,7 до 0,8, то в 1970 г. его можно оценить, как находя щийся в пределах 0,5—0,6. Зависимость в целом сохра няет характер, близкий к прямолинейности, однако к концу изучаемого периода более заметна тенденция
к параболе вида у = а + Ьх — схг.
Применение метода параллельного сопоставления от дельных коррёляциониых таблиц или графиков также ограничено. Чем больший по длине период исследуется, тем более громоздкими и труднообозримыми становятся ряды таблиц или графиков и тем более трудоемким их построение. Вряд ли целесообразно пользоваться дан ным методом при изучении динамики зависимости бо лее чем за 8— 10 лет. Существенные изменения значений признаков в динамике также препятствуют параллельно
му сопоставлению одномасштабных |
графиков и таблиц |
|
с интервалами, одинаковыми за все годы. |
|
|
Трудность табличного и графического |
отображения |
|
динамики двумерных распределений |
еще |
многократно , |
возрастает при переходе к распределениям с большим числом параметров. Следовательно, табличное и графиче ское изображение динамики самих многомерных распре делений не может играть основную роль в ее анализе. Эта роль переходит к таблицам и графикам, отражающим динамику сводных характеристик многомерного распре деления. Рассмотрим построение и методику анализа
подобной таблицы на примере исследования динамики корреляционной зависимости между урожайностью кар тофеля и производительностью труда в его производстве
130
по совокупности совхозов Эстонской ССР за десятилетие
1961—1970 гг.
Зависимость между урожайностью какой-либо сель скохозяйственной культуры и производительностью тру да, примененного к ее возделыванию, относится к тому ти пу причинно-следственных связей, при котором каждый из признаков играет в какой-то мере роль как причины, так и следствия. Более высокая урожайность, обусловлен ная благоприятными природными условиями, является фактором, причиной более высокой производительности труда. В то же время применение более производитель ных орудий и машин, механизация сельскохозяйственных работ позволяют в лучшие сроки и высококачественно проводить агротехнические мероприятия, что является в свою очередь фактором повышения урожайности. По скольку такие независимые переменные, как качество почв и метеорологические условия, непосредственно влия ют на урожайность и лишь через нее — на показатель производительности труда, большинство экономистов и статистиков сельского хозяйства считают, что урожай ность играет главным образом роль независимого фак тора, а производительность труда — роль следствия, ре зультативного показателя. Производство картофеля яв ляется одной из главных отраслей растениеводства в сов хозах Эстонии и ведется на высоком уровне. В течение изучаемого десятилетия происходил быстрый рост уро жайности и производительности труда в картофелевод стве, поэтому изучение данного примера интересно для выяснения влияния, оказываемого быстрым изменением средних значений признаков на характер динамики кор реляционной зависимости.
Динамическая таблица сводных характеристик дву мерного распределения должна, как минимум, включать следующие данные, необходимые для изучения динамики корреляции: данные о численности совокупности; средние величины признаков, связь между которыми изучается; средние квадратические отклонения этих признаков; па раметры корреляционного уравнения (линии регрессии); коэффициенты корреляции или корреляционные отноше ния (в зависимости от вида связи); показатели, характе ризующие закономерность распределения совокупности по каждому из признаков (например, в виде вероятностей близости данного распределения к нормальному). Такое
131
построение сказуемого динамической таблицы позволяет проследить за изменением в динамике не только пара метров зависимости, но и распределения совокупности по каждому из признаков и, в частности, проверить ее одно родность й правомерность применения корреляционного анализа к изучаемому распределению.
Прежде чем приступить к анализу данных корреля ционно-динамической таблицы (табл. 24), необходимо обратить внимание читателя на то, какой громадный пер
вичный материал как бы «спрессован» |
в этой таблице. |
В самом деле, для составления табл. |
24 понадобились |
данные об урожайности и о производительности труда (которые сами представляют собой относительные ве личины, т. е. уже являются обобщением нескольких при знаков). Эти данные охватывают совокупность примерно
160 совхозов за 11 лет. |
На основе первичных данных оп |
|
ределены обобщающие |
характеристики, |
отражающие |
строение совокупности |
и взаимосвязь |
ее признаков. |
Табл. 24 является результатом обобщения и анализа не скольких тысяч первичных показателей совхозов. Вве дение подобных таблиц в практику работы органов го сударственной статистики СССР и руководящих сельско хозяйственных органов возможно только при современ ных средствах механизации и автоматизации обработки статистических данных.
Естественно, что корреляционно-динамическая таб лица содержит значительную информацию, которую мы не сможем за недостатком места развернуть полностью. Приходится ограничиться основными выводами. Прежде всего таблица отражает быстрое развитие совокупности по изучаемым признакам, о чем говорит значительное воз растание средних величин. При наличии тенденции быст рого роста урожайности и производительности труда этим признакам присущи и значительные колебания в отдельные годы. Применив метод аналитического вы равнивания по прямой линии, получаем следующие основ ные показатели, характеризующие тенденцию динамики и колеблемость урожайности и производительности труда (табл. 25).
Динамика урожайности характеризуется теми же осо бенностями, как и в совхозах Ленинградской области (гл. II, § 3). Средняя величина урожайности растет быст рее, чем среднее квадратическое отклонение, значит, по-
132