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: 80
Скачиваний: 0
правило, располагаются в следующих друг за другом гра фах таблицы.
Формальный анализ структуры статистической табли цы предполагает, как указывается в учебниках по общей теории статистики, выделение статистического подлежа щего и статистического сказуемого [см. 18, с. 112; 29,
с. 90; 30, с. 150; 8, с. 59]. Например, в учебнике «Статисти ка» сказано: «Всякая статистическая таблица имеет свое подлежащее и сказуемое. Подлежащим статистической таблицы являются те объекты или их группы, которые характеризуются приводимыми в ней сведениями. Ска зуемое-таблицы составляют признаки, цифровые данные, при помощи которых дается характеристика подлежаще го» [29, с. 90]. Определения, данные другими авторами, отличаются от приведенного выше только в отношении редакции. Легко видеть, что это определение подлежаще го и сказуемого таблицы справедливо по отношению к классу типологических групповых и комбинационных таб лиц. Перенесение его на таблицы других классов: дина мические, корреляционные и т. и. нередко приводит к не доразумениям. Так, И. П. Суслов допускает отнесение к подлежащему таблицы «перечня... хронологических дат» [30, с. 150], что, конечно; противоречит ранее данному об щему определению.
Обычно считают, что подлежащим вариационного ря да являются группы единиц совокупности, образованные по какому-либо признаку, сказуемым — частоты или ча стости. Это определение не является бесспорным. Вариа ционный ряд характеризует совокупность ее распределе нием по значениям одного из признаков, поэтому варьи рующий признак не является при построении вариацион ного ряда только основанием группировки совокупности, а сам выступает в роли характеристики ее однородности, степени и формы вариации. Представляется вполне до пустимым, более того — логически обоснованным, отно сить к сказуемому таблицы (если уж требуется выделить таковое в любой из таблиц) и варианты признака и часто ты. Если распространить такое толкование формальной, структуры вариационного ряда на вариационно-динами ческую таблицу, например табл. 4, то можно заключить, что ее подлежащим является совокупность совхозов Ле нинградской области, а сказуемым — распределение этой совокупности по величине урожайности картофеля, рас
39
сматриваемое в его динамике. Именно такое толкование соответствует общепринятому определению подлежаще го и сказуемого статистических таблиц, приведенному ра нее.
Рассмотрим теперь основные вопросы методики по строения вариационно-динамических таблиц. Одним из них, несомненно, является проблема сопоставимости и единства совокупности при отражении ее в динамике. В приведенной ранее табл. 4 состав и численность сово купности совхозов Ленинградской области, имеющих по севы картофеля, не остаются неизменными на протяже нии изучаемого периода". Число совхозов за это время возросло на 39—48, т. е. почти в 1,5 раза, главным обра зом за счет создания новых совхозов на базе объедине ния мелких колхозов области. Кроме этого основного в изучаемом периоде процесса, приведшего к непостоянству состава совокупности, имеет место и процесс постепенно го сужения специализации совхозов, перехода от много отраслевого типа производства к специализированному, от специализированного на сравнительно широком круге отраслей к углубленной специализации на одной или не многих отраслях сельскохозяйственного производства. Этот процесс углубления специализации совхозов обла сти приводит к постепенному выпадению отдельных хо зяйств из числа совхозов, занимающихся картофелевод ством, к сокращению численности изучаемой совокупнос ти. Наконец, имеется и третья причина изменения числен ности и состава изучаемой совокупности в различные го ды. Это — организационные перестройки в системе уп равления совхозами, передача тех или иных совхозов от одного ведомства другому, слияния и укрупнения отдель ных хозяйств. В результате этого некоторые совхозы в от дельные годы вовсе не попали в сводку, круг хозяйств, включаемых в сводку областным статистическим управ лением или управлением сельского хозяйства, не был по стоянным и одинаковым.
Прежде чем составлять и анализировать вариацион но-динамическую таблицу, необходимо выяснить: пред ставляют ли указанные изменения неизбежную состав ляющую или мелкие побочные результаты развития' еди ной по существу совокупности, либо происходящие в со ставе, численности и свойствах совокупности изменения таковы, что они приводят к глубоким, коренным, качест
40
венным изменениям природы совокупности, к превраще нию ранее существовавшей совокупности в другую, к ее разделению на разнородные совокупности. В первом слу чае построение вариационно-динамической таблицы воз можно, во втором — необходимо либо выделить новую, более узкую по составу и стабильно сохраняющую свое качественное содержание совокупность, или выделить та кой меньший период времени, в течение которого еще со храняется единство и однородность первоначальной (или конечной) совокупности.
Изменения в составе и численности единиц совокуп ности, являющиеся неотъемлемым моментом ее прогрес сивного развития, ни в коем случае не создают несопоста вимости рядов ее распределения в разные периоды време ни. Пытаться изучать динамику распределения совхозов области по урожайности картофеля путем выделения из общей совокупности какого-то «идеально сопоставимого» круга совхозов, существовавших в неизменном виде, без разделения и слияния, без изменения их земельных уго дий на протяжении всего изучаемого периода было бы серьезной ошибкой по двум мотивам: во-первых, группа таких хозяйств, если она вообще окажется существующей, будет довольно узкой, ограниченной частью всей совокуп ности совхозов; во-вторых, что еще важнее, само «посто янство» таких совхозов неизбежно окажется связанным с другими их существенными признаками, т. е. такая спе циально выделенная «идеально сопоставимая» группа хо зяйств окажется скорее всего нерепрезентативной, невер но отражающей процесс развития всей совокупности сов хозов, и в том числе искажающей и динамику их распре деления по величине урожайности. Например, группа хо зяйств, не подвергавшихся реорганизации, скорее всего не включает в себя совхозы, по отношению к которым были приняты меры по изменению их специализации, по выводу их из группы отстающих путем коренной мелиора ции земель, путем присоединения к передовым соседним хозяйствам и т. п. Таким образом, «идеально сопостави мая» часть совокупности скорее всего оказывается самой консервативной ее частью.
Важнейшим критерием правильности решения вопро са о единстве и однородности изучаемой совокупности служит сама вариационно-динамическая таблица и сис тема показателей, получаемая при ее анализе. Смешение
41
разнородных совокупностей проявится «в таблице с неиз бежностью: распределение на определенном этапе разви тия станет устойчиво бимодальным либо изменится зако номерность динамики отдельных частей ранее единой со вокупности и т. п. Таким образом, не только предвари тельный теоретический анализ служит предпосылкой по строения вариационно-динамической таблицы, но и сама она является практическим подтверждением либо опро вержением предварительного суждения о единстве и од нородности совокупности.
Другой важной проблемой является периодизация ди намики распределения. По этому вопросу возможны раз ные точки зрения: можно считать, что построение и ана лиз вариационно-динамической таблицы допустимы толь ко за такой период времени, когда развитие подчинено одной и той же закономерности, идет в одном направле нии, примерно с одной и той же скоростью. Иначе гово ря, построение вариационно-динамической таблицы до пустимо лишь в пределах однородного этапа развития. Другая возможная точка зрения состоит в том, что сама вариационно-динамическая таблица является существен ным орудием периодизации динамики. В этом случае она строится за весь исследуемый период развития совокуп ности, а уже при дальнейшем анализе таблицы и получен ных на ее основе показателей осуществляется подразде ление периода на отдельные этапы, характеризующиеся различием, особенностями в динамике распределения. Проиллюстрируем возможность применения вариацион но-динамической таблицы для периодизации динамики на примере динамики распределения областей, краев и автономных республик РСФСР по урожайности зерновых культур во всех категориях хозяйств, составленной нами по данным, опубликованным в работе А. И. Манелли и других [20, с. 102—1051.
Табл. 5 отражает тот же характер динамики распре деления совокупности, как и табл. 4. Это доказывает, что при совершенно отличных территориальных границах со вокупности, при разной степени обобщенности ее единиц общие черты динамики распределения тождественны, т. е. могут существовать общие закономерности динами ки распределения, свойственные целому классу совокуп ностей, однотипных по процессу развития, но различных в других отношениях.
42
Но данные табл. 5 охватывают значительно больший и более разнородный по социально-экономическим и тех нико-производственным факторам период развития сель ского хозяйства СССР, чем охваченный в табл. 4, что позволяет провести его подразделение на отдельные эта пы. Внимательное рассмотрение таблицы, применение не которых простейших приемов, облегчающих ее прочтение, как, например, подчеркивание или обводка частот в мо дальных интервалах, позволяют наметить три различных этапа в динамике распределения.
Первый этап охватывает время с 1947 г. примерно по 1953—1954 гг. Динамика на этом этапе характеризуется почти стационарным видом рядов распределения, посто янством их длины, неизменностью модального интервала. Это период весьма слабого прогресса в развитии совокуп ности. Второй этап охватывает время с 1953—1954 гг. примерно по 1964 г. Этот этап характеризуется тем, что совокупность приходит в движение, авангард ее устрем ляется вперед, модальная группа смещается на один ин тервал. Характерная черта второго этапа — наличие за метной колеблемости как в положении модальной груп пы, так и в положении границ распределния. Это период более быстрого развития совокупности, имеющего, одна ко, нестабильный характер, период наступления и от ступления, период значительного растягивания распреде ления, т. е. возрастания разрыва между передовыми и отстающими по урожайности зерновых культур областя ми. Третий этап можно проследить начиная примерно с 1965 г. Для этого этапа характерно ускорение движе ния «главных сил»: модальная группа не задерживается подолгу на одной и той же ступеньке, как это было на I и II этапах. Резко уменьшается колеблемость распреде ления. «Арьергард», наконец, также покидает низшую группу. Итак, III этап можно охарактеризовать как этап более быстрого, равномерного и стабильного прогрессив ного изменения совокупности. В следующих параграфах будет показано, что различие этапов динамики распреде ления прослеживается и в иных, более глубоких характе ристиках, таких, как вид функции плотности распреде ления.
Существенным моментом при построении вариацион но-динамической таблицы является определение рацио нального числа групп и соответственно этому — размеров
43
►f*
Урожай ность,
ц/га
1 -- 4,0 ‘1,1-- 7,0 7,1--ДО.О 10,1-- 1 3 , 0 13,1-- 1 6 , 0 16,1-- 1 9 , 0 19,1-- 2 2 ,0 2 2 ,1 - - 2 5 ,0 2 5 ,1 - - 2 8 ,0 2 8 ,1 - - 3 1 ,0 3 1 ,1 - - 3 4 ,0 3 4 ,1 - - 3 7 ,0
Т а б л и ц а 5
Динамика распределения областей, краев и АССР РСФСР по урожайности зерновых культур
1947г. |
1948г. |
1949г. |
1950г. |
к |
U |
1953г. |
1954г. |
1955г. |
1956г. |
1957г. |
LO |
О ! |
|||||||||
|
|
|
|
1/Э |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
О |
а> |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 |
14 |
7 |
6 |
5 |
4 |
9 |
10 |
4 |
3 |
5 |
3 8 |
34 |
36 |
30 |
34 |
3 0 |
33 |
33 |
24 |
26 |
22 |
22 |
18 |
23 |
25 |
22 |
22 |
2 0 |
12 |
2 5 |
19 |
25 |
4 |
2 |
2 |
7 |
6 |
8 |
4 |
9 |
11 |
13 |
12 |
— — — — |
I |
3 |
2 |
4 |
4 |
6 |
3 |
—— — — — 1 — — — 1 —
—— — — — — — — — — 1
—— — — — — — — — — —
—— — — ' — — — — — —
1958 г. |
1959 г. |
I960 г. |
1961 г. |
1962 г. |
— |
.2 |
__ |
1 |
__ |
20 |
8 |
21 |
22 |
17 |
27 |
33 |
21 |
26 |
24 |
11 |
17 |
16 |
9 |
17 |
3 |
4 |
5 |
5 |
3 |
4 |
3 |
2 |
2 |
4 |
— |
1 |
1 |
3 |
2 |
2 |
— |
2 |
— |
1 |
1 |
— — — |
— |
ш
5
21
26
11
—
2
1
1
1
1964 г.
1
19
20
20
3
3
1
1
—
и
1/Э
2
4
13
2 8
11
6
3
2
—
1
г. |
г. |
г. |
г. |
г. |
г. |
1966 |
1967 |
1968 |
1969 |
1970 |
1971 |
|
|
|
3 |
|
|
8 |
5 |
2 |
5 |
2 |
1 |
21 |
И |
14 |
10 |
8 |
6 |
17 |
23 |
18 |
17 |
14 |
18 |
10 |
2 0 |
12 |
13 |
21 |
24 |
6 |
5 |
15 |
8 |
11 |
7 |
3 |
1 |
3 |
7 |
7 |
6 |
I |
— |
’ 2 |
3 |
1 |
2 |
— |
2 |
— |
1 |
2 |
2 |
1 |
1 |
1 |
— |
__ |
— |
|
|
|
— |
1 |
1 |
Всего
областей 68 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 8 6 7 * 67 67 67 67 |
6 7 |
* Уменьшение числу областей объясняется выбытием с I9GG г. Камчатской области из числа сеющих зерновые культуры.
интервалов признака. В процессе развития совокупности меняется ее объем и характеристики распределения по изучаемому признаку: средняя величина, показатели ва риации, поэтому число групп и величина интервала, рас считанные для одного периода времени, могут оказаться недостаточно подходящими для другого. Например, в табл. 5 довольно крупные интервалы (по 3 ц/га), хоро шо подходящие для современного уровня и вариации урожайности, явно крупны для низкого уровня урожай ности конца 40-х — начала 50-х годов. Для тех лет лучше
подошли |
бы интервалы в 1,5 ц/га или 2 |
ц/га. Однако |
|
единство |
таблицы |
требует постоянства |
интервалов, и |
поскольку |
анализ |
динамики распределения проводится |
с позиций современного периода, интервалы целесообраз но выбрать исходя из современных условий. Если тре буется сопоставить более точно отдельные характеристи ки распределения, то за те годы, к данным за которые выбранные интервалы явно не подходят, нужно дополни тельно рассчитать показатели распределения по другим интервалам, рассчитанным для тех лет.
Вариационно-динамическая таблица может быть по строена не только по абсолютным численностям единиц совокупности в каждой группе, но и по относительным частостям, т. е. долям каждой группы к итоговой чис ленности единиц совокупности. Применение этого приема позволяет абстрагироваться от изменения объема сово купности, чтобы оценить и изменить изменение частостей в процессе развития совокупности. За этими частостями скрыта объективная вероятность попадания единицы со вокупности в тот или иной интервал. Анализ динамики этих вероятностей может быть полезен тогда, когда ва риацию величины признака в совокупности определяют главным образом случайные, не связанные с основными факторами развития причины. Рассмотрим таблицу, по строенную этим способом.
Общая картина динамики распределения в табл. 6 близка по характеру к той, которую можно видеть в табл. 4. Благодаря тому, что данные в табл. 6 выражены в относительных частостях, она точнее отражает измене ние вероятности попадания совхоза в тот или иной интер вал урожайности, сдвиги в распределении, взятые неза висимо от возрастания объема совокупности. Однако по наглядности табл. 6 значительно уступает табл. 4. Если
45