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: 79
Скачиваний: 0
коэффициентом, равным 14,7%. Между колебаниями урожайности (по отклонениям от тренда) и себестоимо сти (по отклонениям от постоянной средней) существует тесная линейная обратная зависимость: гихии = —0,89. Именно этот показатель корреляции отклонений выра жает влияние урожайности на себестоимость, а отсут ствие тенденции себестоимости к снижению, несмотря на значительный рост урожайности за 10 лет, является ре зультатом влияния других факторов, как уже сказано в начале данного параграфа. Квадрат коэффициента кор
реляции отклонений, |
т. е. |
коэффициент детерминации |
|||
колебаний |
себестоимости |
урожайностью, |
равен 0,79. |
||
Это значит, что 79% |
величины колебаний себестоимости |
||||
в среднем за |
10 лет объясняются колебаниями урожай |
||||
ности картофеля. |
Отсюда |
следует, что для |
устойчивой |
||
рентабельности |
производства картофеля |
необходимо |
уменьшить колеблемость урожайности путем повышения уровня агротехники, а в перспективе — применение дре нажа и полива на посевах картофеля позволит резко снизить зависимость урожайности от метеорологических факторов.
Рассмотрение динамики параметров корреляционной зависимости начнем с констатации очень значительных колебаний как свободного члена уравнения, так и коэф фициента гиперболической регрессии. Величина свобод ного члена характеризует величину затрат, варьирую щую примерно пропорционально урожайности и поэтому остающуюся в расчете на центнер постоянной. Коэффи циент регрессии, напротив, должен характеризовать не изменную часть затрат на гектар посева, которая изме няется в расчете на центнер, обратно пропорционально урожайности. Однако легко видеть, что в отдельные го ды происходит как бы «перераспределение» затрат меж ду свободным членом и коэффициентом регрессии. На пример, явно в 1963 г. «похудение» свободного члена компенсирует «разбухание» коэффициента регрессии. Та кое «перераспределение» нельзя объяснить экономиче ски. В основном оно связано со случайными колебания ми формы зависимости — отклонением ее в отдельные годы от гиперболической формы, случайными флюкту ациями отдельных условных средних. Достаточно изме нения очень небольшого числа показателей себестоимо сти в отдельных совхозах (хотя бы даже в результате
160
ошибок в калькуляции), чтобы в уравнении гиперболы существенно «перераспределились» затраты между сво бодным членом и коэффициентом регрессии.
О чем говорит установленная особенность корреля ционных уравнений? Прежде всего о том, что применение корреляционного анализа не может дать ответ на все вопросы изучения себестоимости, что не следует преуве личивать его роль и необходимо весьма сдержанно под ходить к экономической интерпретации величины сво бодного члена и коэффициента регрессии. Во-вторых, следует сделать вывод о необходимости исследования формы корреляционной зависимости обязательно в дина мике, за ряд лет, а не за отдельный год. Если тенденция динамики свободного члена и коэффициента регрессии не является существенной, наиболее типичная форма и па раметры корреляционной зависимости могут быть полу чены как средние из показателей отдельных лет.
Т а б л и ц а 34
Вычисление показателей динамики параметров корреляционного уравнения
Годы
|
|
04 |
сч |
|
|
|
|
1«в |
i i |
' ! |
|
|
|
•А |
1 |
' ? |
г-2 |
С4 vi |
Ol ■cs |
|
С-1 |
-55 |
\ s |
|
|
1961 |
1,51 |
241 —9 |
—0,36 |
-133 |
4-3,24 |
4-1197 |
1,33 |
330 0,04 |
7,9 |
||||
1962 |
2,52 |
222 —7 |
4-0,65 |
-152 |
-4,55 |
4-1064 |
1,45 |
340 |
1,14 |
13,9 |
|||
1963 |
0,38 |
533 |
—5 — 1,49 |
-159 |
-7,45 |
— 795 |
1,57 |
349 |
1,41 |
33,1 |
|||
1964 |
1,64 |
397 |
—3 - 0 ,2 3 |
- |
23 |
4-0,69 |
— |
69 |
1,69 |
359 0,00 |
1,4 |
||
1965 |
1,70 |
378 |
— 1 —0,17 |
- |
4 |
-0,17 |
— |
4 |
1,81 |
369 |
0,01 |
0,1 |
|
1966 |
1,80 |
416 |
1 |
—0,07 |
L- |
42 |
-0,07 |
4- |
42 |
1,93 |
379 |
0,02 |
1,4 |
1967 |
1,59 |
452 |
3 |
—0,28 |
г |
78 |
-0,84 |
4- |
234 |
2,05 |
389 |
0,21 |
4,0 |
1968 |
2,19 |
392 |
5 |
4-0,32 |
4 |
18 |
- 1 ,60 |
4- |
90 |
2,17 |
399 |
0,00 |
0,0 |
1969 |
3,11 |
361 |
1 |
4-1,24 |
-113 |
L-8,68 |
— |
791 |
2,29 |
408 |
0,68 21,6 |
||
1970 |
2,26 |
447 |
9 |
4-0,39 4- |
73 |
-3,51 |
4- |
657 |
2,41 |
418 |
0,02 |
0,8 |
|
|
18,70 3739 |
— |
— |
— |
|
4-19,88 4-1 |
625 1 8 ,7 о |з |
740 3,53 |
84,2 |
||||
* |
В тысячах. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
а = 1,87; |
~Ь « 374; |
|
|
АИР = |
330. |
|
|
|
|
|
Данные табл. 33 и общеэкономический анализ дина мики себестоимости говорят о том, что в изучаемом слу чае тенденция динамики существует. Иначе при росте
161
урожайности почти вдвое себестоимость должна была существенно снизиться, а этого не произошло. Для оп ределения тенденции изменения параметров корреляцион ного уравнения служит таблица 34.
Средние годовые приросты по уравнению тренда
—|—19,88 - 2 |
0,12; |
|
свооодного члена: —---------- ;= ь + |
||
330 |
|
|
коэффициента регрессии: ■ 1^ |
2 |
= -f- 9,84. |
Средние ошибки средних годовых приросток |
||
|
-.f3,53 |
|
для свободного члена: т а — — ^ |
|
* — -9_ = 0,069: |
лр |
V82,5 |
|
|
|
, f 84 200 |
для коэффициента регрессии: т ь— — |
|
V ~1Г |
|
_ ---- ----— = |
|
■)/"~г72 |
V82,5 |
|
= 10,65. |
|
|
Таким образом, ввиду сильной колеблемости параметров уравнения не удается надежно определить тенденции их динамики. Напомним, что невозможность надежно опре делить тот или иной статистический показатель вовсе не доказывает его равенства нулю. Наличие тенденции роста обоих параметров неоспоримо, однако имеющаяся информация не позволяет выделить и измерить тенден цию на фоне сильных «шумов» — случайной колеблемо сти параметров уравнения — достаточно надежно. Сред ние годовые приросты не превосходят своих средних оши бок и в два раза, а для надежного их измерения жела тельно даже трехкратное превышение приростами их средних ошибок.
Завершая анализ динамики корреляционной зависи мости, обратимся к данным последних двух граф табл. 33 о динамике тесноты связи. Корреляционное отношение, по-видимому, имеет тенденцию к уменьшению, а также к колебаниям умеренной или слабой силы.
162
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
35 |
|
|
|
Вычисление показателей динамики тесноты |
|
|
|||||||
|
|
|
|
корреляционной зависимости |
|
|
|
||||
Годы |
|
Г;--ЧГ |
2/ |
|
|
и |
О |
|
и ..-и |
||
4* |
2Мч-т() |
Т' |
и- |
".V |
|||||||
|
|
|
|
Т1 |
Т| |
д |
ч |
||||
1961 |
64 |
— |
2 |
—9 |
+ 1 8 |
72 |
—8 |
64 |
+ 1 6 |
— 128 |
|
1962 |
77 |
+ |
11 |
—7 |
— 77 |
71 |
+ 6 |
36 |
—41 |
— 246 |
|
1963 |
73 |
“г |
7 |
— 5 |
—35 |
69 |
+ 4 |
16 |
— 10 |
— .40 |
|
1964 |
62 |
— 4 |
—3 |
+ 1 2 |
68 |
—6 |
36 |
+ 2 9 |
— 174 |
||
1965 |
71 |
~г |
5 |
— 1 |
— 5 |
66 |
+ 5 |
25 |
+ 2 5 |
+ 1 2 5 |
|
1966 |
62 |
— 4 |
1 |
— 4 |
65 |
—3 |
9 |
— 10 |
+ |
30 |
|
1967 |
67 |
+ |
1 |
3 |
-Ь з |
64 |
+ 3 |
9 |
— 4 |
— |
12 |
1968 |
68 |
+ |
2 |
5 |
+ 1 0 |
62 |
+ 6 |
36 |
+ 19 |
+ 1 1 4 |
|
1969 |
59 |
— 7 |
7 |
—49 |
61 |
— 2 |
4 |
—23 |
+ |
46 |
|
1970 |
55 |
— и |
9 |
—99 |
60 |
—5 |
25 |
|
— |
5 |
|
V |
658' |
|
|
_ |
—226 |
658 |
. |
260 |
_ |
— 290 |
* Для упрощения таблицы и вычислений корреляционные отношения умно жены на 102.
1] = 65,8^66; |
среднегодовой |
прирост |
корреляционного |
||
отношения: Ьт = |
—226 • 2 |
= —1,37 (т. е. —0,0137 |
в на- |
||
--------- |
|||||
|
330 |
Таким |
образом, |
|
|
туральных единицах). |
существует |
тен |
денция к уменьшению тесноты корреляционной зависи мости между урожайностью и себестоимостью. Однако еще необходимо проверить, позволяют ли имеющиеся данные измерить эту тенденцию достаточно надежно? Ко леблемость корреляционного отношения характеризуется
за изучаемый период величиной а ч(/) = « 5 (т. е.
0,05 в натуральных единицах). Коэффициент колеблемо сти корреляционного отношения 0 , ( 1) составил 7,6%. Итак, вновь подтвердилась гипотеза о существовании общей статистической закономерности: теснота связи между признаками колеблется в динамике слабее, чем колеблются средние значения этих признаков.
Однако колеблемость корреляционного отношения все же достаточно сильна, чтобы поставить под вопрос на дежность измерения его тенденции, так как устойчивость
163