i 31 И-ьч /^сЗЯУ/ J H ИІСС/І6 C/dun Be 0пыгп auaflusq Ч^НН6/Х іггцсісои Ѣеісчшем I SOS-
ЛИСТОК СРОКА ВОЗВРАТА КНИГА ДОЛЖПА БЫТЬ ВОЗВРАЩЕИА HE ПОЗЖЕ УКАЗАГПЮГО ЗДЕСЬ СРОКА Колпч. пред. вьтдач Ч
я
Оцѣшшо-змомшщ отШеніе Владиміііской губершй земской ущшвы, Вс. Никольскій. V опытъ АНАЛИЗА ДАННЫХЪ ЗЕМСКОЙ ТЕКУЩЕЙ СТАТЙСТЙКИ. (Поденныя платы во Вщимірсщ губерніи при етьско-хознйственномъ наймі рабочихъ въ І896—І900 г.г.). ^ ^ Т (Г-^г siU- ^Г~^ 6^ ВЛАДИМІРЪ на КЛЯЗЬМѢ. ТИПО-ЛНТОГРАФІЯ РУБЕРНСКОІ ЗКМСКОЙ УІІРДВЫ. 1905.
gf. O5l>9j$s?o<t^ 4 ^э^^ & U^AІІеч. съ разрѣш. г. Владимірскаго губернатора. Губ. гор. Владиміръ, 1905 г.
ОГЛАВЛЕНІЕ. ------^-----„ Стран. Введепіе. 0 наивыгоднѣйшемъ прпнципѣ анализа! Объ основаніяхъ прпмѣненія метода Гауца къ среднпмъ сельско-хозяйствеиной статпстики, выведешшмъ изъ конкретныхъ показаній. Принципъ тішичности въ приложеніи къ текущей статистикѣ. Обозначенія н формулы . . . .- ............ 1 I. Организація текущей статистикн во Владимірской губерніи. Собираніе свѣдѣній о поденныхъ платахъ. Число корреспонденцій и показаній о поденныхъ платахъ . : ......................... 8 II. Расцространенностьподеішаго найма во Владимірской губерніи. Степень обезпеченности въ разные годы отдѣльныхъ мѣстностей губерніи показаніями о поденныхъ платахъ. Коэффиціентъ поправкп на условія типичности данныхъ текущей статистикн о поденныхъ платахъ во Владимірской губерніи. ... 12 ІИ. Данныя субъективныя и конкретныя. Данныя земской текущей статпстики и отдѣла сельской экономіи н сельско-хозяйственной статистикн М. 3. и Г. И. 18 IY. Мѣры точности отдѣдьнаго показанія. Вѣсъ средней .......... 23 V. Относительная точность среднихъ выводовъ. Абсолютная точность среднихъ выводовъ .......................... 26 Приложеніе 1-е .......................... 35 Приложеніе 2-е. Таблицы поденныхъ платъ по волостямъ (въ копѣпкахъ) ... 67 ВАЖНѢИПІІЯ ОПЕЧАТКП. Страница. Строка сверху. Напочатан о. Доллсно быть. 1 7 должно доказаио 6 17 отмѣчается отличается — 30 вѣроятности вѣроятныхъ 11 17 пресыщена нсресыщена 22 12 земскш женскія — 26 11 7 6 3 4 1 4 1 1 1 11 7 6 3 4 1 4 1 1 1 23 40 Р Р 26 40 Низшая Нижняя 27 34 совпаденія совпавшія Ш Y УІ 4 17 2 Гауца Гауца отношеиія Гаусса Гаусса отклоненія
Мысль о настоящей работѣ принадлежитъ П. И. Неволину: онъ предложилъ мнѣ разсмотрѣть данныя земокой текущей статистики о поденныхъ платахъ во Владимірской губерніи, .прѳимущественно съ точки зрѣнія ихъ пригодности для оцѣыочныхъ цѣлей. Но задача эта входитъ, какъ частный олучай, въ общій вопросъ о степени довѣрія, какую можемъ мы приписать упомянутымъ даннымъ, п прежде всего имѣетъ, слѣдовательно, интереоъ теоретическій. Мнѣ казалось, что, въ этомъ послѣднемъ отношеній, особенную выгоду даетъ возможность распоряжаться непосредственно сырымъ матеріаломъ за пять непрерывныхъ лѣтъ (1896 —1900 г.г.): съ такими средствами какъ будто можно нѣсколько расширить обычныя въ подобныхъ случаяхъ рамки анализа, чтобы придти къ болѣе опредѣленнымъ выводамъ. Удалось ли это сдѣлать и въ какой именно мѣрѣ, объ этомъ лучше судить другимъ. Съ своей стороны лишь замѣчу, что пользуясь хорошо разработаннымъ методомъ Гауца, самъ я далекъ отъ мысли преувеличивать его значеніе, особенно въ интересующемъ насъ вопросѣ. Тѣмъ не менѣе, несомнѣнныя нреимущества метода, которыя всецѣло и остаются за нимъ, это—ясность и раздѣльность въ нредставленіи общихъ выводовъ, едва ли достижимыя иными средствами. Такъ какъ ближайшая наша задача заключается въ изысканіи общихъ пріемовъ и полученіи главныхъ результатовъ, то я рѣшилъ ограничиться нлатами работнику и работницѣ, на своихъ и на хозяйскихъ харчахъ, во вромя ярового сѣва, покоса, уборки хлѣбовъ и озимого сѣва. Такимъ образомъ, въ разсчѳтъ не вошли платы работнику съ лошадыо, а также платы во время копанья картофеля и молотьбы. Сдѣлано это отчасти по техническимъ соображеніямъ, чтобы не увеличивать вычислительной работы вдвое, не надѣясь получить чтолибо существенно новое.
VI Въ общемъ, пришлось неоднократно нѳресмотрѣть, опредѣлить среднія нлаты и исчислить квадратическія отношенія нриблизительно для 25000 показаній. Въ составленіи многихъ таблицъ принимала дѣятельное участіе Софья Алексѣевна Нѳмолодышева. і .Be. Н. Петербургъ; 23/ѵ 1905 г. ■ I ■ . ■ I т ■
о пытпь АНАЛИЗА ДАННЫІЪ ЗЕМСКОЙ ТЕКУЩЕЙ СТАТИСТИКИ. (ПОДБННЫЯ ПЛАТЫ ВО ВЛАДИМІРСКОЙ ГУВЕРШИ ПРИ СЕЛЬСКО-ХОЗЯЙСТВЕННОМЪ НАЙМѢ РАБОЧИХЪ въ 1896 —1900 гг.) В В Е Д Е Н I Е. „Правило ариѳметическои средины, безъ сомнѣнія, очень просто, и оно, какъ должно съ строгоотыо математическою, еоть наивыгоднѣншее при значительномъ числѣ прямыхъ наблюденій. Но здѣсь прямо представляетоя очель важпыи вопросъ, на которыи, къ солѵалѣнію, большая часть эмпириковъ-наблюдателей не обращаютъ надлелсащаго вниманія. Вопросъ состоитъ въ томъ, въ какоіі мѣрѣ можно довѣрять результату, который находимъ по указаниому способу". „Понятіе о мѣрѣ довѣрія молшо выразить вѣроятиостыо, что наііденныи результатъ заключается меасду извѣстными предѣлами". В. Я. Буняковскій. 0 наивыгоднѣйшемъ принципѣ анализа. Вопросъ о степени довѣрія, какую слѣдуеть приписывать средпимъ выводамъ, въ обычныхъ условіяхъ мало занимаетъ изслѣдователей. Отиос.ительно земской статистики причина этого заключается въ ностоянномъ здѣсь недостаткѣ времени и сравнительной сложности болѣе точныхъ пріемовъ анализа. Большею частыо нолагаютъ, что средняя величина достаточно охарактеризована, если для нея указано число наблюденій, изъ которыхъ она получена,—тѣмъ больше, если указаны еще крайніе предѣлы колебанія отдѣльныхъ наблюденій. Понятно, что съ такими данными, даже при благопріятныхъ условіяхъ, получимъ только возможность сравнительной оцѣнки среднихъ выводовъ, на основаніи извѣстнаго положенія, что точность средней ариѳметической величины растетъ пропорціонально квадрату изъ числа наблюденій. Но если бы кто пожелалъ, при анализѣ, нанр., грунповой таблицы изъ среднихъ всличипъ, опредѣлить устойчивость каікдой отдѣльной грунпы по отношенію къ группамъ съ нею смежнымъ, то этихъ средствъ уже недостаточно. Такъ, если составленъ рядъ среднихъ величинъ, характеризующихъ при нѣкоторой группировкѣ хозяйствъ обезнеченность одіюго двора мужской рабочей сплой, и для какихъ нибудь двухъ смежныхъ группъ получились числа 2,о и 2,5, при чемъ 1
первая выведена изъ 300, а вторая—изъ 200 показапій, то приблизительно можио сказать, что первая средияя въ Ѵз : Ѵъ раза вѣроятпѣе второй; но слѣдуюіцій затѣмъ вопросъ: въ какой мѣрѣ возможпо различеыіе между самимп этимп средними, —остается уже открытьшъ, и ыы, слѣдовательно, лишеіш возможности судить объ удовлетворительности какъ припципа, тагіъ и въ особенности приііятаго для группировки оспованія. Однако, и для той даже простѣйшеГі цѣли, какъ сравнительное сужденіе о точпости среднихъ, ихъ обычная характеристикачасто бываетъ недостаточной. Изъ двухъ, напр., величинъ—средняго урожая и средней цѣны хлѣба — статистикъ всегда отнесется съ большимъ довѣріемъ къ послѣднеи, хотя бгл первая и имѣла нѣкоторое преимущество въ числѣ показаніп. To же самое сплошь и рядомъ — и для однородныхъ среднихъ. Все дѣло—въ неодииаковомъ вліяпіи постоянныхъ и частпыхъ прнчинъ на явленія разнаго рода —точно также какъ и на одно явленіе, но наблюдавшееся въ иныхъ условіяхъ. Л ргіогі-же очень трудно даже прпблизительно судить о размѣрахъ такого вліянія, и потому эта сравыителыіая оцѣнка неизбѣжно заключаетъ въ себѣ извѣстный элементъ субъектпвности— тѣмъ большій, чѣмъ сложнѣе явленіе. Въ концѣ копцовъ, въ очень важномъ вопросѣ, достаточно ли наблюденій для средняго вывода, изслѣдователю почти всегда остается положиться на личпьтя усмотрѣніе и опытность. Единственный выходъ отсюда и средство укрѣпиться на прочномъ и объективноыъ основаніи можетъ дать лишь вычисленіе квадратическихъ отклоиеній и вѣроятной ошибки, потому что эти иыенно величины непосредствепно отражаготъ въ себѣ размѣръ постояппыхъ и случайныхъ вліяній, какъ прямыя ихъ функціи. Эта самая мысль очень опредѣленно высказана у проф. Вестергарда въ слѣдующихъ выраженіяхъ: „Многіе статистики не принимаютъ въ расчетъ предѣловъ колебаній, а часто довольствуются тѣмъ фактомъ, что вліяніе случайныхъ причинъ тѣмъ меньше, чѣмъ больше число наблюденій, и утверікдаютъ, что для избѣжаиія ложныхъ выводовъ нужно только оперировать съ очень болыпими числами. Но тогда возыикаетъ вопросъ: какъ же собственно доллсны быть велики числа, чтобы достигнуть цѣли? Пока онъ остается безъ отвѣта, статистика будетъ заключать въ себѣ нѣкоторый элементъ диллетантизма, и только при большомъ опытѣ и большой осторожности можно будетъ избѣгнуть ложныхъ выводовъ ]Щ. Объ основаніяхъ примѣненія метода Гаусса къ среднимъ сельско-хозяйственной статистики, выведеннымъ изъ конкретныхъ показаній. Во всемъ этомъ вопросѣ ссть одпа сторопа, по поводу которой необходимо высказаться нодробнѣе. !) Wostergaanl „Die Gnmdziige der Theorie dor Statistik"; Jena 1890 r.: S. 7.
— 3 — Co времени Кетлэ, въ теоріи статистики установилось различеніе среднихъ реальныхъ (гёеііе) }) и аргіѳметическихъ (arithmetique), которымъ у Бертильона ѵоотвѣтствуютъ' обгективныя и субъективныя. Подъ первыми понимаются результаты, выведеішые изъ ряда измѣреній дѣиствительной величины предмета или явленія (угла, температуры и т. п,); вторые же и есть тѣ самые средніе выводы, съ которыми, обг.тчио, оперируетъ статистикъ и въ которыхъ онъ стремится синтезировать безконечное разнообразіе соціальныхъ явленій. Основаніемъ къ такому раздѣленію елужитъ, на первыи взглядъ, неодинаковое отношеніе тѣхъ и другихъ наблюдеиін къ такъ называемому закону ошибокъ: для реальныхъ среднихъ отклоненія отдѣльныхъ наблюденш вызываются случаймыми оишбками и слѣдуютъ этому закону, располагаясь симметрично но обѣ стороны отъ среднейвеличины; для среднихъ же ариѳметическихъ отклоненія обусловливаются, обыкновенно, причинами иного рода и часто не обнаруживаютъ подобной же правильности. He трудно, однако, видѣть, что, по крайней мѣрѣ, съ аналитической точки зрѣнія, такое различіе не является существеннымъ 2). Самая идея цѣлесообразности всѣхъ статистическихъ операцій покоится на томъ логическомъ постулятѣ, по которому наша мысль отказывается примприться съ калейдоскопическимъразнообразіемъ дѣйствительности, но хочетъ синтезпровать его въ простѣйпшхъ количественныхъ представленіяхъ. Въ этомъ смыслѣ статистическая средняя всегда и прежде всего разсматрпвается какъ типическая или иормальная, хотя бы и не была чѣмъ инымъ, какъ только болѣе удобной формой мышленія. Одмако, для даннаго круга явленій всякій разъ она имѣетъ опредѣленпое, и притомъ едгтствениое, значеніе, соотвѣтствующее тому, что принято называть типомъ или нор.мой явленія. Этому единственному типическому значеиію статистическойсредней принадлежитъ та же самая роль, какая—дѣйствительной величпнѣ предмета или явленія въ средней реальной или объективной. Устойчивость типическаго значенія средней опредѣляется совокушюстыо постояпныхъ причпнъ, дѣйствуюіцихъ въ разсматрцваемомъ кругѣ явленій: если онѣ измѣнились, измѣняется и средняя. ГромадноЪ разнообразіе частныхъ причинъ, вслѣдствіе которыхъ въ сферу наблюденія постоянно врываются факты^ хотя и имѣвшіе мѣсто въ дѣйствительности, но уклоиившіеся отъ единственнаго значенія типа, имѣетъ для статистической средней тотъ же смыслъ, что и случайныя ошибки наблюденія —для средней реальной. Ц Очснь неудачио аазваніо это пероводоно у нѣкоторыхъ авторовъ словомъ „типическая" средняя, въ каісомъ видѣ легко можетъ повести къ смѣшепію понятіи, потому что какъ разъ статистическая средняя н есть по преимущоству типическая. г ) Па пѣкоторыя внутреіінія протпворѣчія, кроющіяся въ этомъ раздѣленіи, указываетъ проф. 10. Янсонъ (см. его „Теорію стат."; изд. 2, стр. 471 —479). Между прочимъ, опъ говоритъ, что, ііри достаточиомъ числѣ наблюденіи, отклоненія ихъ отъ статистпческоіі средней расположатся такиміі же правильнымн рядамн, какъ и для реальной. 1*
— 4 — Впрочемъ, понятіе о постоянныхъ и частныхъ причинахъ само по себѣ относительно. Причины, какъ постоянныя, могутъ усвояться нашимъ познаніемъ лишь постольку, поскольку онѣ доступны количественному различенію; поэтому и содержаніе понятія о постоянныхъ причинахъ можетъ измѣняться, въ зависимости, напр., отъ величины района, который подлежитъ наблюденію. Такъ, интенсивная культура есть постоянная причина высокой продуктивности одного хозяйства или даже груипы хозяйствъ, занимающихъ нѣкоторую земельную площадь; но если разсматривать послѣднюю какъ часть болыиого района, характеризующагося въ цѣломъ преобладающею экстенсивной культурой, то то же самое обстоятельство будетъ уже частной причиной въ сравненіи съ постоянной, каторою весь районъ отличается отъ какого нибудь другого, характеризующагося, наоборотъ, преобладаніемъ интепсивныхъ хозяйствъ. Если бы какъ нибудь удалось распутать очень сложную комбинацію всѣхъ причинъ, дѣйствующихъ въ цѣлой совокупности разсматрпваемыхъ явленій, то для каждой изъ нихъ можно было бы опредѣлить соотвѣтствующую ей вѣроятность. Тогда оказалось бы, что нѣкоторыя причины имѣютъ высокую степень вѣроятности, почему онѣ съ сравнительной легкостью и выступаютъ въ разныхъ количественныхъ выраженіяхъ; это и есть постоянныя. Групповыя и комбинаціонныя таблицы—обыкновенный примѣръ числового учета дѣйствія наиболѣе вѣроятныхъ причинъ. Всѣ другія, которыя отнесутся въ разрядъ частныхъ, обладаютъ значительно меньшими, вообще очень малыми, вѣроятностями, имѣющими значеніе лишь постольку, поскольку, слагаясь, вызываютъ отклонепіе средней отъ ея типической величины. Бѣроятности постоянныхъ причинъ растутъ, очевидно, быстрѣе съ увеличеніемъ числа наблюденій; вмѣстѣ растетъ и устойчивость средней, т. е. суживаются предѣлы ея колебанія, такъ какъ она стремится къ своему типическому значенію. Наоборотъ: вѣроятности частныхъ причинъ, а, слѣдовательно, и величина вызываемыхъ ими колебаній, тѣмъ больше, чѣмъ меныпе число наблюденій. Изъ предыдущаго слѣдуетъ, что для отдѣльныхъ наблюденій вѣроятнѣе малыя отклоненія отъ средней и менѣе вѣроятны большія; знакъ же ихъ равно возможенъ, потому что, нначе, средняя не сохранила бы своей устойчивости. Въ предѣлѣ эти отклоненія дадутъ правильные ряды, симметрично расположенпые по обѣ стороны отъ средней. Принципъ типичности въ приложеніи къ текущей статистикѣ. Все сказанное можно заключить такимъ образомъ, что качество статистической средней, какъ типической или нормальтй, тѣмъ выте, чѣмъ меньше вѣроятная ошибка этой средней, въ ея отпотенги къ самой средней.
— 5 — Въ основной земской статистикѣ первопачальныя и необходимыя условія типичности выполняются всякій разъ, когда сплошное изслѣдованіе исчерпываетъ всю совокупиость конкретныхъ фактовъ, принадлежаіцихъ данному явленію. Полученныи затѣмъ средній выводъ, послѣ испытанія его вѣроятной ошибки, можетъ оказаться болѣе или менѣе типичнымъ, смотря по степени однородности района относительно дѣйствующихъ въ немъ поотоянныхъ и частныхъ причинъ. Другое дѣло, когда методы наблюденія не имѣютъ характера сплошного изслѣдованія, какъ это именно и бываетъ въ текущей статистикѣ: условія типичности удовлетворяются здѣсь далеко не всегда. Многое, конечно, зависитъ отъ рода изучаемыхъ фактовъ; иапередъ можно сказать, что условія типичности средней величины урожая гораздо сложнѣе, чѣмъ среднихъ цѣнъ на продукты полеводства, и потому удовлетворить имъ соотвѣтствующей организаціей сѣти корреспондентовъ—задача во много разъ болѣе трудная. Вообще говоря, чтобы принять во вниманіе, по крайней мѣрѣ, наиболѣе важныя условія типичности, слѣдовало бы заранѣе знать характеръ дѣиствія главныхъ постоянныхъ причинъ. Иногда это и бываетъ возможно, если извѣстны, напр., результаты основного изслѣдованія: ими можно руководствоваться и при составленіи программъ, и при территоріальномъ распредѣленіи самихъ корреспондентовъ. Съ той же точки зрѣнія неоспоримыя преимущества останутся всегда на сторонѣ поуѣздной организаціи текущей статистики: она скорѣе и легче всего гарантируетъ изслѣдователю детальную освѣдомленность объ экономической жизни губерпіи и позволитъ такимъ образомъ распорядиться орудіями изученія, чтобы всѣ главнѣйшія экономическія группы нашли въ немъ выражепія пропорціонально своей интенсивности. 1) Если есть увѣренпость въ томъ, что главныя условія типичности удовлетворепы, то, съ аналитической точки зрѣнія, задачу можно считать опредѣленною. Если же этого нѣтъ, то средній выводъ текущей статистики, отнесенный къ цѣлой территоріи, можетъ оказаться !) Какъ на прнмѣръ такой организаціи, укажемъ на текущую статиетику Вятскаго земства. Много интересныхъ данныхъ для сужденія о нрекраоныхъ основаніяхъ, положенныхъ тамъ въ это дѣло, можно найти въ „мнѣніи 4-го совѣщапія отатистиковъ Вятскаго земства по вопросамъ текущей статистики" (Вятка, 1904 г.). Занмствуемъ оттуда нѣкоторые факты и соображенія изъ доклада глазовскихъ уѣздныхъ статистиковъ. Въ отчетиомъ году уѣздная сѣть состояла изъ 806 корреспондентовъ, охватывала всѣ 43 волости и не имѣла представителей лишь отъ 19 сельскихъ обществъ (изъ всѣхъ 275). „Въ настоящее время достигнуто болѣе равномѣрное представительство корреспоіідеитовъ по территоріи уѣзда, приблизнтельно пропорціональное іюсѣвнымъ площадямъ хлѣбовъ". Но „при изученіи жизни различныхъ экономическихъ группъ населенія выводы текущей статистики будутъ по стольку правильно очсрчивать въ совокупности всю экономичсскую жизнь населенія даннои территоріи, поскольку будетъ соблюдепъ принщіпъ пропорціонально равномѣрнаго прѳдставительства числа корресиондентовъ отъ различныхъ экономичоскпхъ группъ къ числу дворовъ этихъ послѣднихъ.' : „Сказать, что существующая сѣть удовлетворяетъ этому важнѣйшему условію правильнои организаціи сѣти, —пока не представляется возможнымъ". Затѣмъ, въ числѣ мѣръ для улучшенія внутренняго качества сѣти указывается на необходимость болѣе равномѣрнон и вннмательной организаціи практикующагося возиагражденія за трудъ корреспондентовъ (тазетами, журналами и книгами).
— 6 — очень малой типической цѣнности, не смотря даже на то что при анализѣ случайно и обнаружптъ достаточную вѣроятность. Иногда, однако, бываетъ возможно указать й выразить пѣкоторымъ коэффиціентомъ тотъ минимумъ требованій, какой нужно предъявить къ интересующеыу насъ средпему выводу, чтобы лучше судить объ его практической удовлетворительностн. Этотъ коэффпціентъ можно ввести какъ иоправку точности средней велпчины на условія типичности,—назовемъ его вѣсомъ средней. Слагаясь съ вѣроятной ошибкой, онъ и дастъ средство точгіѣе іізобразить тшшческуш дѣнность средняго вывода. Быраженіе и точность такой поправки могутъ, коиечно, быть очень различны; они зависятъ отъ свойства какъ самаго явленія, такъ и практическихъ цѣлей, которыя при этоыъ ставятся, Во всякомъ случаѣ ее слѣдуетъ выбирать такимъ образомъ, чтобы она давала скорѣе уменыненное, чѣмъ преувеличешіое иредставленіе о вѣроятности средней величины. Если есть основаніе нредиолагать, что явленіе отмѣчается сравнительной несложностыо, то можно иногда удовлетвориться какой либо простѣйшей формой иоправки, нанр., понравкой на территорію, которая исходитъ изъ требоваиія, чтобы наблюденія распредѣлялись no территоріи изучаемой мѣстности нѣкоторымъ равномѣрнымъ образомъ. Такой коэффиціентъ нринятъ нами для изученія иоденныхъцѣнъ— ио основаніямъ, которыя выяснятся впослѣдствіи. Такимъ образомъ, точность средней величины въ текущей статистикѣ не есть функція только числа показаній и ихъ квадратическихъ отклоненій, но и нѣкотораго новаго коэффиціента. Поэтому вообще здѣсь нельзя сказатъ, что она растетъ пропорціональпо корню квадратному изъ числа показаній. Обозначенія и Формулы. При вычисленіи вѣроятности ошнбокъ въ нашихъ таблицахъ приняты слѣдующія обозначенія. Число показаній обозначено черезъ p., средняя поденная плата— черезъ Ж1). Сумма квадратовъ отклоненій показаній отъ средней занисана въ графу 2 82 . Величину эту можно вычислить или непосредственно, возведя въ квадратъ и сложивпш всѣ разности между каждымъ показаніемъ и средней, или иримѣнивши формулу: въ которой а означаетъ величину показанія, 8—отклоненіе, a 2 есть знакъ суммы 2). Нужно, слѣдовательно, вычислить сумму квадратовъ !) Средняя плата шшется въ десяткахъ копѣекъ для большей простоты другихъ вычисленіи. 2 ) Формула ириводсна у проф. Л. В. Федоровича въ его „ист. п теорін статпстики"; Одесса, 1894 г.; стр. 517.
воѣхъ іюказапій и вычесть и;зъ нея квадратъ суымывсѣхъ показаній, предварителыю раздѣливши его на число показаній. Эта формула выгодна тѣмъ, что устраияетъ необходпмость опредѣлять длиниые ряды разностей, для каждой средней въ отдѣльности; къ тому же сумма иоказаній уже раньше извѣстна, при выводѣ самой средией. Сумма квадратовъ отклоиеиій—осиовная величина; изъ нея вычисляются осталыіыя. Для оиредѣленія мѣры точности 07іідѣлъпаго показстія (7г) слуоюптъ формула: 1 1/ гдѣ ' |х есть срвдиля квпдратическая оишбка. Мѣра точности средией величины(II) иаходится, какъ извѣстно, къ мѣрѣ точности отдѣльнаго показанія въ отношеніи корня квадратнаго изъ чпсла иоказаиіГі, т.-е. Н = h Ѵѵ. Вѣроятная оишбка (Р) связана съ мѣрой точности постояннымъ отиошеиіемъ, а имеино: __ 0.47694 II ' Но, въ нашемъ случаѣ, мѣра точности средиеи есть сложная величина, включающая въ себѣ ноправку на вѣсъ средней (у): Н0. = Ні/7; поэтому ___ 0.47694 1 — н„. • Для онредѣленія величины вѣроятной ошибки, соотвѣтствующеи разнымъ мѣрамъ точности, въ „Приложеиіи'- дана неболыпая табличка; въ разсматриваемыхъ же таблицахъ, въ послѣдней графѣ (0/о), вычисленъ процентъ вѣроятныхъ ошибокъ къ соотвѣтствующимъ имъ среднимъ.
1. Организація текущей статистики во Владимірской губерніи. Начало текущей статистики во Владимірской губерніи совпадаетъ съ началомъ, въ 1896 г., оцѣночныхъ работъ по закону 8-го іюня 1893 г. При этомъ текущей статистикѣ ставились двѣ главныя цѣли: во первыхъ, способствовать освѣщенію разныхъ сторонъ экономической жизни губерніи, до того времени вообще принадлежавшей къ числу мѣстностей очень мало извѣстныхъ, во вторыхъ, собрать снравочный матеріалъ для цѣлей чисто оцѣночныхъ. Первые шаги въ этомъ дѣлѣ пришлось сдѣлать при иолномъ отсутствіи какихъ бы то ни было связей съ мѣстнымъ населеніемъ. Это обстоятельство и опредѣлило первоначальный составъ корресиондентовъ. Корреспондентскія книжки, по нѣсколько экземпляровъ, были разосланы адресатамъ, имѣющимъ постоянное и извѣстное мѣстонахожденіе, т.-е. въ волостныя правленія, церковнымъ причтамъ, народнымъ учителямъ. Каждая книжка снабжалась просьбой, повторявшейся также и впредь, посодѣйствовать привлеченію къ новому дѣлу сотрудниковъ изъ числа интересующихся лицъ. He смотря на позднюю (въ декабрѣ мѣсяцѣ) разсылку, на этотъ призывъ откликнулось свыше 550 лицъ, доставившихъ свѣдѣнія о состояніи сельскаго хозяйства въ 1896 г. Въ томъ числѣ крестьянъ было только 240/о, больше всего—духовенства (460/о), меньше всего— лицъ изъ состава волостныхъ правленій (40/о). 129 корреспондентовъ сообщили о новыхъ корреспондентахъ; 64 человѣка отвѣтили, что такихъ не имѣется. Въ слѣдующіе затѣмъ годы свѣдѣнія собирались за два періода— за зимній и весенній, за лѣтній и осенній; каждый разъ разсылалось до 2000 книжекъ. Наибольшее число корреспондентовъдалъ 1897 г. — 690 лицъ 1 ). Въ 1898 г. ихъ было уже меньше—598, въ 1899 г. — 548. Въ 1900 г. свѣдѣній о числѣ корреспондентовъ нѣтъ, но надо думать, что оно еще уменыпилось; по крайней мѣрѣ, въ 1902 году число это не достигало 400 человѣкъ. Такое быстрое отпаденіе корреспондентовъ, начавшееся съ 1898 г. и продолжавшееся вплоть до 1903 г., имѣетъ разныя причины. Отчасти, копечно, и само дѣло потеряло интересъ первой новизны; при томъ, съ самаго начала и впослѣдствіи, изъ него старательно исключался всякій элементъ принудительности. Были, наконецъ, и пезависящія обстоятельства, нарушивпіія въ 1901 г. нормальный ходъ жизни оцѣночно-экономическаго отдѣленія и лишившія его почти на два года возможности правильно функціонировать. !) Это за оба, впрочемъ, періода; число же корросііондеицій за каждый періодъ въ отдѣлыюсти (533 и 433) было меньше прошлогодняго.
— 9 — Однако, уже въ 1898 г., для болыпей заинтересованности корреспондентовъ, начали разсылать, въ видѣ премій, брошюры по сельскому хозяйству. Въ 1899 г. такихъ брошюры было разослано на оумму до 200 руб.; при этомъ корреспондентамъпредлагалось впредь самимъ указывать вопросъ, наиболѣе ихъ интересующій. Въ 1901 г. въ иервый разъ были посланы экземпляры „Журнала для всѣхъ". He смотря на то, что всѣ эти посылки производились не сплошь, a no выбору, онѣ, повидимому, оказали свое дѣйствіе: въ 1904 г. число корреснондентовъ снова увеличилось. Интересно отмѣтить, что за то же время нроизошли весьма судцественныя перемѣны въ составѣ корреснондентовъ въ нользу все больгааго и болыпаго нреобладанія крестьянскаго элемента. Съ 240/о въ 1896 г. онъ въ слѣдующіе три года быстро растетъ до 340/о, 490/о и 620/о; число же корреснондентовъ изъ церковнаго причта не менѣе быстро надаетъ—съ 460/, о въ 1896 г. до 360/о въ 1897 году, 230/о въ 1898 г. и 170/о въ 1900 г. Въ 1902 г. корреснондентовъкрестьянъ было уже больше 750/о, такъ что можно сказать, что въ настоящее время въ составѣ корреснондентовъподавляющее большинство принадлеліитъ крестьянамъ. Этихъ краткихъ свѣдѣній достаточно, чтобы убѣдиться, что при настоящемъ ноложеніи текущей статистики во Владимірской губерніи искать въ ней какой либо нреднамѣренной планомѣрности въ организаціи сѣти корреспондентов^.—нланомѣрности, нодсказанной экономическими особенпостями жизни населенія, нельзя. Какъ въ началѣ этому препятствовало полное отсутствіе руководящихъ указаній отъ нрошлаго времени, такъ нотомъ это въ значительной степени зависѣло и отъ ыеблагонріятныхъ внѣшнихъ обстоятельствъ. Собираніе свѣдѣній о поденныхъ платахъ. Само собою понятно, что программы для собиранія свѣдѣній подвергались разнообразнымъ измѣненіямъ, въ связи съ постепеннойихъ обработкой. Измѣненія касались какъ содержанія программъ, такъ и редакціи ихъ—то и другое примѣнительно къ указаніямъ опыта и требованіямъ отъ вновь нарождавшихся вопросовъ. Вопросъ о поденныхъ платахъ съ самаго начала разсматривался, какъ имѣющій по преимуществу оцѣночный характеръ, и, вмѣстѣ съ урожаями, ему удѣлено было особенное вниманіе. По программамъ, въ „Прилогкеиіи", можно прослѣдить, какія нроизошли здѣсь измѣненія въ способѣ собиранія свѣдѣній. Самое важное изъ нихъ то, что съ 1898 г., кромѣ относящихся къ этому нредметувопросовъвъ рбвдихъ корреспондентскихъкнижкахъ, разъ въ годъ начали разсылать спеціальныя бланки для свѣдѣній объ урожаяхъ и поденныхъ платахъ, пріуроченныя къ отдѣльнымъ домохозяйствамъ; таблицы поденныхъ нлатъ сонровождаются въ нихъ при-
— 10 — мѣчаніемъ, что цѣны нужно вгшсывать „только въ томъ случаѣ, еоли дѣйствительно по этимъ цѣнамъ нанимали". По количеству спеціальныхъ блаиокъ разсылалось зыачителыш больше (до 3000), чѣмъ книжекъ. Получились тагсимъ образомъ два параллелыіыхъ іісточиика свѣдѣній. Предполагается, что въ спеціальныхъ бланкахъ свѣдѣнія имѣютъ конкретныйхарактеръ, въкнингкахъ—субъективный. Дальше будетъ видно, что до извѣстной степени такъ это и есть. Одпако, приЕіимая • во внимаыіе преобладагощій контипгептъ корреспоіідентовъ, папередъ можно сказать, что, съ точки зрѣнія субъективности и конкретности, тѣ и другія свѣдѣнія пе имѣютъ полной однородностп, и вѣроятпѣе, что изъ двухъ тенденцій господствующей является конкретность. При невысокомъ уровнѣ развптія у больпшнства корреспондентовъ, ихъ количественныя представлепія дѣпляются прежде всего за конкретные факты; спптезъ же послѣднихъ, въ впдѣ субъективныхъ среднихъ, требуетъ уже нѣкотораго иавыка къ формамъ абстрактиаго мышленія ty, Съ того же 1898 г., а въ кпижкахъ съ 189У г., цѣны на работу во вреыя уборки хлѣбовъ были раздѣлены ыа цѣны во время уборки озимого и цѣны во время уборки яровыхъ хлѣбовъ. Сдѣлано это, во первыхъ, потому, что мѣстное изслѣдованіе усиѣло уже обнаружить разницу этихъ цѣнъ, а, во вторыхъ, и сами корресиопденты нерѣдко на нее указывали въ своихъ сообіценіяхъ. Какъ оказалось, такое раздѣленіе особенно характерно для платъработницѣ, которыя въ озимую уборку значительно доролсе яровой. Слѣдовательно матеріалъ выигралъ этимъ въ своей однородпости—и пе только отъ болѣе точной классификаціи, но и отъ иріуроченія къ болѣе тѣсному промеліутку времени. Въ 1898 г. въ спеціальныхъ бланкахъ были поименованы всѣ обычныя работы сельско-хозяйствеыиаго года; иотомъ ихъ число ограничилось только главными: яровымъ сѣвомъ, покосомъ и уборкой хлѣбовъ. Мы отмѣтили это обстоятельство, чтобы указать, что всѣ наши таблицы, начиная съ 1898 г., составлены по копкретнымъ даннымъ— для всѣхъ работъ, кромѣ озимого сѣва, который проведенъ по нимъ только въ 1898 г. Число корреспонденціи и іюказаиш о поденныхъ платахъ. Бведеніе спеціальныхъ бланокъ значительно увеличило число отвѣтовъ о поденныхъ платахъ. Между тѣмъ какъ въ 1896 г. свѣдѣнія о поденномъ наймѣ даны въ 467 корреспондепціяхъ и въ 1897 г. — въ 420 2), въ 1898 г. получено 1052 отвѣта, въ 1899 г. —612, въ 1900 г.—442. 1) Въ земской статистикѣ —не мало относящихся къ этому наблюденій. Меясду прочимъ, свидѣтельства разлыхъ лицъ о трудыости получить отъ крестьянъ величипу срсдііяю урожая приведены въ кшніікѢ проф. А. Фортунатова: „Урожаи рлси въ Евррпейдк. Россіи"; М., 1893 г., стр. 14'—15.- —Супшство дѣла не взмѣвяется, копочпо, и къ другпхъ рлучалхъ. 2 ) За лѣтнііі и осепній періодъ; о платахъ же въ яровой сѣвъ получено 424 отвѣта.
RkJQdWJsaXNoZXIy NTc0NDU4