динамики колебаний, при котором какая-либо закономерность визуально не просматривается».
Мы считаем полезным добавить, что по Северному региону семь коэффициентов из восьми незначимо отличны от нуля, это говорит об отсутствии каких-либо циклов, о случайном распределении отклонений во времени.
По Центрально-Черноземному региону: «квазипериодические волны — чередование подъемов и спадов колебаний урожайности относительно тренда, различных по продолжительности».
Относительно Поволжского региона: «маятниковая колеблемость, которая характеризуется последовательным чередованием подъемов и спадов колебаний урожайности относительно тренда».
По нашему мнению, можно добавить, что чистой маятниковой колеблемости здесь нет, так как наблюдается и по два отклонения одного знака подряд; есть, видимо, смесь маятниковой и случайно распределенной колеблемости. Строго циклическая колеблемость, например сезонная, в рядах коэффициентов автокорреляции отклонений от трендов проявится как волнообразные изменения значений этих коэффициентов с алгебраическими минимумами при лагах величиной в 0,5; 1,5 и т. д. длины цикла и алгебраическими максимумами при лагах величиной в целое число длительности цикла.
Глава 7. ВЕРОЯТНОСТНАЯ ОЦЕНКА СУЩЕСТВЕННОСТИ ПАРАМЕТРОВ ТРЕНДА И КОЛЕБЛЕМОСТИ
Статистика лишь в виде редкого исключения может вести анализ какого-то процесса от начала до конца. Обычно исходный временной ряд — это лишь выборка во времени, отражающая некоторый этап или просто отрезок развития данного процесса и его показателей. Однако задача исследования может заключаться не только в получении характеристик процесса на ограниченном отрезке времени (показателей выборки), но и в оценке генеральных параметров процесса (показателей гипотетической генеральной совокупности). Например, проведен анализ динамики среднегодовой температуры воздуха в Санкт-Петербурге за последние 40 лет и измерен линейный тренд. Но нас интересует среднегодовой прирост не только как факт, относящийся к 1957–1997 гг., но и как характеристика процесса потепления климата города вообще для распространения ее на будущее, например, на столетие. В этом случае параметры полученного тренда — лишь выборочные оценки генеральных параметров с некоторой вероятной ошибкой.
Наличие случайных колебаний уровней в отдельные периоды или моменты времени вносит неизбежный элемент случайности во все показатели динамики, если их хотят распространить на генеральную совокупность.
Само наличие тренда или его отсутствие на изучаемом отрезке времени может быть доказано лишь с некоторой вероятностью, для чего используются специальные критерии. При изучении случайной колеблемости очень важно определить вероятность крайних, максимальных отклонений от тренда: сильных неурожаев, морозов, наводнений и т. п.
По указанным причинам в данной главе рассматриваются методы вероятностной оценки параметров тренда и колеблемости, которые приводились в предыдущих главах без таковой, но на самом деле обязательно должны сопровождаться указанием степени надежности и доверительным интервалом для оценки генеральной величины показателя.
7.1. Оценка надежности параметров тренда
Вероятностная оценка любого выборочного показателя осуществляется путем сравнения его величины с величиной средней квадратической ошибки (среднего квадратического отклонения выборочных показателей при данном типе и объеме выборки от генерального показателя). Подробнее об этом можно узнать в учебных пособиях, посвященных выборочному методу.
Надежность следует проверять для основного параметра тренда: среднегодового абсолютного изменения при линейном тренде, ускорения при параболе II порядка, коэффициента роста при экспоненте. Свободный член, если он ненадежно отличен от нуля, нужно оцепить с точки зрения экономики, технологии или другой науки по существу процесса, и если такое положение допустимо, то тренд надежен, если надежен его главный параметр. Если же по существу свободный член, т. е. уровень тренда в период, принятый за начало отсчета времени, не может быть равен нулю, то тренд ненадежен, несмотря на надежность главного параметра.
Рассмотрим проверку надежности тренда численности занятых в народном хозяйстве России за 1990–1996 гг. (см. рис. 4.1 и табл. 5.3).
Тренд имеет вид:
у^i = 70,5–1,614ti, млн чел.,
где ti = 0 в 1993 г., среднее квадратическое отклонение уровней от тренда S(t) = 0,2864 млн. чел.
Средняя ошибка репрезентативности выборочного коэффициента линейного тренда определяется по формуле
где S(t) — оценка среднего квадратического отклонения уровней от тренда;
nΣi=1 t2i— рассчитывается при отсчете ti от середины ряда или
nΣi=1(ti — t‾)2 отсчете ti от начала ряда;
n — число уровней ряда
mb = 0,2864/√28 = 0,0541
Отношение среднегодового изменения к его средней ошибке — это t-критерий Стьюдента:
t = |b/mb| = |-1,614/0,0541 | = 29,8
Величину критерия сравниваем с табличной величиной критерия Стьюдента для 7–2=5 степеней свободы, которая для значимости (вероятности нулевой гипотезы) 0,05 равна 2,57, а для значимости 0,01 она достигает 4,07. Фактическая величина критерия много больше табличных, следовательно, вероятность нулевой гипотезы (о равенстве параметра Ь нулю) чрезвычайно мала. Достоверно известно, что тренд существовал, и что численность работников народного хозяйства снижалась не случайно.
Если исходный ряд достаточно велик и применялось многократное скользящее определение среднего изменения уровней, формула средней ошибки параметра тренда видоизменяется. Рассмотрим актуальную научную задачу: насколько надежно можно установить наличие тренда среднегодовой температуры воздуха, например, по данным ряда температур в Санкт-Петербурге за 1957–1997 гг. (табл. 7.1).
Проведено многократное выравнивание: 21 раз по 21 уровню в каждой базе.
Тренд имеет вид:
у^i = 51,83 + 0,02554ti t = 0 в 1977 г.
Колеблемость характеризуется величиной S(t) = 1,121 градуса.
Величина среднегодового прироста температуры очень мала — сотые доли градуса за год, что вызывает подозрение в его несущественном, ненадежном отличии от нуля. Необходимо проверить вероятность нулевой гипотезы.
Каждое из 21 значения параметра тренда — это одна выборка. Можно для каждой такой выборки определять величину S(t) и ошибки оценки среднегодового изменения, а затем вычислить ошибку среднего значения параметра всей 21 выборки, которая будет в √21 раз меньше. Однако, по нашему мнению, можно упростить расчет ошибки, применив формулу
Здесь l — число баз расчета среднего параметра;
21Σi=1 t2i — сумма квадратов номеров периода при отсчете от середины ряда в 21 уровень.
Имеем:
mb‾ = 1,121/√(21∙707) = 0,00920 градуса
При этом г-критерий Стьюдента равен:
b‾/mb‾ = 0,02554/0,00920 = 2,78
Табличное значение критерия для значимости 0,05 (вероятность нулевой гипотезы) при 41 — 2 = 39 степенях свободы вариации составляет 2,02. Следовательно, вероятность нулевого значения среднегодового прироста температуры менее 0,05, а надежность того, что среднегодовая температура воздуха в городе повышается, больше 0,95. Необходимо, конечно, уточнить причины потепления: не только общее изменение температуры по всему Земному шару, но и рост энергопотребления в самом городе. Для того чтобы установить, происходит ли общее потепление, нужно вести анализ не по городам, а по территориям, не имеющим местных источников возможного потепления, и на
