934
Az objektív megközelítés eszközei a ta- pasztalati függvények. Ezeknek a megbíz- hatóságát azonban mindenkor ellenőrizni
kell. Az ellenőrzésre szolgáló modellek kidolgozása külön feladat. Ez utóbbinak
különösen a reprezentatív felvétellel kap- csolatban van jelentősége. A szerző rá—mutat arra, hogy meglehetősen széles kör—
ben (Hansen—Hurwitz, Marks és Mauldin,
Sukhatme és Seth) foglalkoztak azzal a problémával, hogy milyen matematikai modellel lehetne meghatározni a repre- zentatív felvétel azon hibájának hatását, amely a válasz megtagadásából (non re—sponse) származik.
2. Az egyéni mérlegelést az teszi szük—
ségessé, hogy felmerülnek olyan kérdé-
sek, amelyekre az objektivitást biztosító
módszerek nem adnak választ. Ilyenek:a) Milyen módszereket alkalmazzunk,
hogy a tanulmányozott jelenségről szer—
zett információink megbízhatók legye-
* nek?
b) Az elemzés során kapott eredmé-
nyek gyakorlati alkalmazásához milyen
intézkedések szükségesek?E problémák Vizsgálatának komoly múltja van. R. A. Fisher, J. Neyman és
még sok más szerző is foglalkozott ilyen természetű kérdésekkel.STATISZTIKAI IRODALm FIGYELÖ'
3. A megfelelő módszerek kiválasztá- sában a gyakorlati tapasztalatok útmuta—
tására is támaszkodhatunk. E tapasztala- tok segítségével sokszor előre felmérhet—
jük egy—egy operációnak a vizsgált jelen——
ségre vonatkozó jövőbeli hatását. Haszna-—
sak a jelzett tapasztalatok azoknak a to—
lerancia-határoknak a megvonásában is,.
amelyeken belül kell maradnunk a va-
lóság megközelítésében.Az operáció-kutatásnál ugyanis min-
dig meg kell azt vizsgálnunk, hogy a je—
Vlenségek elemzésének konklúziójaként várható és a ténylegesen tapasztalt ered-
mények között milyen különbség mutat-—kezik. Az így szerzett tapasztalatokat fel- használhatjuk olyan modell megkonstruá—
lására, amelyik az eredetinél előrelátha— — tólag jobb megközelítést ad. Ezután a várható és ténylegesen tapasztalt eredmé—
nyekre vonatkozó Vizsgálatunkat ezzel a
modellel is megismételjük. Ezt az eljá-—
rást mindaddig folytatjuk, amíg megkö—
zelítésünkben a kívánt pontosságot er nem érjük. Ez lényegében az ún. folyama—
tosság (visszacsatolás) elvének érvényesí—
tése. Itt is a statisztika és a ldbernetikm szoros összefonódását tapasztalhatjuk. A módszer alapgondolata a kibernetikából származik, és gyakorlati keresztülvitele is:
a kibernetika eszközeivel oldható meg.
(Ism.: Csikós Mihály)
DEMOGRÁFIA
STOICHITA, !. V.:
)NDEXRENDSZEREK A VIZSGÁLT SOKASÁG KOMBINÁLT CSOPORTOSITÁSA ALAPJÁN
(Sisteme de indici bazate pe gruparea combinatá a colectlvitátii cercetate.) — Revista de Stattsticá, 1961.12 sz. 31—44. p.
A demográfiai jelenségek időbeni válto—
zásainak tanulmányozását igen gyakran standardizálással szokták elvégezni. Az így kapott indexekből meg lehet állapí—
tani, hogy a vizsgált jelenség milyen mér- tékben és milyen irányban Változott meg a bázisidőszakhoz viszonyítva. Ezek az
indexek globális jellegű relatív mennyisé—
gek, és így nem adnak lehetőséget azok- nak a közvetlen tényezőknek a feltárásá-
ra, amelyek a jelenség változásait elő-
idézték. Ezt a hiányosságot akkor tudjukkiküszöbölni, ha a vizsgált sokaságot —
jelen esetben a népességet — olyan jel—lemzők szerint csoportosítjuk, amelyek a
változást előidéző tényezőket tartalmaz- zák. Ezzel a módszerrel kialakítható egy;indexrendszer, amelynek tagjai a ténye—
zők hatásait külön—külön mutatják meg..
A cikk az eljárás alkalmazását a szüle—
tési arány dinamikájának vizsgálatán ön-w kényesen vett adatok segítségével mutat- Ja be.
Kiindul abból a matematikailag leve——
zethető tényből, hogy az általános (nyers?
születési arány koefficiense (n) felírható a propagatív korosztály tisztított születési
arány koefficiense (ns) és ennek a koraosztálynak az egész népességben elfoglalt
aránya (df) szorzataként (n —— ns- df). Haa nyers születési arány koefficiensét fmintf'
a bázis- mind a folyó időszakra ilyen szor——zat alakjában írjuk fel, akkor a segítsé—
gükkel kapott index változó állományú in- dex, amit az ismert elvek alapján meg-—
alkotott, három tagból álló indexrend-w
szerbe foglalhatunk össze (a 0 és l hat—ványkitevők a bázis— és a beszámolási idő—m szakot jelölik):
ne1d;
1. Változó állományú index: a.
"."d?
STATISZTIKAI IRODALMI FIGYELÖ
2. Változatlan állományú index:
3. Arányeltolódási index:
A változó állományú és az arányeltoló—
dási indexek közötti különbség a nyers születési arány, a születési intenzitás vál-
tozását mutatja. Az arányeltolódási index
számlálója és nevezője közötti különbség pedig azt a változást mutatja ki, amelyet a termékeny korosztálynak az egész né- pességben elfoglalt arányának módosu—lása okoz a nyers születési aránynál.
Ez az indexrendszer, amit a nyers szü—
letési. arány indexrendszerének nevezhe-
tünk, már sokkal többet mutat, mint az
egyszerű globális index.Ha a termékeny női korosztályt családi állapot szerint is csoportosítjuk (m ——
házas; n —— hajadon), és szem előtt tart—
jut azt a tényt, hogy a teljes propagatív
korosztálynak születési arány koeffici-
ense nem más, mint a házas és a hajadonnőkre kiszámított születési arányszámok súlyozott számtani átlaga (nsxnm dm—l-
enn d"), ahol a súlyozást a megfelelő
csoportnak a propagatív korosztályban el-foglalt aránya adja, akkor az előbbi in-
dexrendszer a következő alakot veszi fel:1. Változó állományú index:
1 1 1 1
nmdm-l-nndn
"Én ág; 4— ng dg
2. Változatlan állományú index:
nin din 4, n; d;
ng dj, * ng a; '
3. Arányeltolódási index:
%% din -l— ng d;
ng; d?" 4- ng (12 .
Az így kapott tisztított születési arány
indexrendszer lehetőséget ad, hogy a té- nyezők hatását családi állapot szerinti csoportonként kimutathassuk.
Mi történik abban az esetben, ha a né- pességet három jellemző — a propagatív korosztályhoz való hozzátartozás, családi állapot és kor ——- szerint kombinálva cso-
portosítjuk?Ebben az esetben a családi állapot sze—
rinti női csoportok hét ötéves korcso- portra oszthatók fel. Ugyanezt a csoporto-
10*
4935
sítást végezzük el az élveszülöttekkel is.
A korcsoportokra kiszámított mindegyik születési arány koefficiensét mind a fér—
jezett, mind a hajadon nőknél kétszere—
sen kell súlyozni: először a korcsoport
specifikus súlyával (pm; és pm), másodszor
pedig a családi állapot szerinti csoport
specifikus súlyával (dm és án). Összegezve
a két korcsoport koefficienseit megkapjuk
a tisztított születési arány koefficiensét, amelyből most már megalkothatjuk a há—
rom jellemző szerinti kombinált csoporto—
sítás indexrendszerét. Például a változó állományú indexet a következő képlet adja:
1 1 1 1 1 1
2 ("mi pmi dm "*" "m' pm' dn)
0 0 0 o o 0 '
2 ("mi pmi dm '*' nni pmí dn)
Ha meg akarjuk állapítani, hogy a szü—
letésszabályozás és a családnagyság mi-
lyen hatással van a születési arányra, ak—kor mind a számlálóban, mind a nevező—
_ben a folyó időszak súlyait használjuk,
vagyis állandó állományú indexet kapunk:
1 1 1 1 1 1
2 ("mi pmi dm * "m' Pm' dm)
0 1 1 o 1 1
2 ("mi pmi dm '*' "mi pm; dn
A termékeny korosztály öregedésének hatását pedig a következő index mutatja
meg:
2 ("Én pint drln * "Szi piti d:)
2 ("Sai PSM din * "gi Pgi dí)
ami nem más, mint a kor szerinti arány- változási index.
Az egyszerű csoportosítás alapján ki—
számított indexrendszer hibásan osztja el a jelenség változását tényezőnként, irreá-
lisan növelve meg azt a hatást, amit a strukturális változás idéz elő a jelenség
intenzitásának módosulásában. A kombi- nált csoportosítás alapján kiszámított in—dexrendszer korrigálja ezt a hibát annál jobban, minél több jellemző alapján vé-
gezzük el a csoportosítást.
Abban az esetben, amikor a vizsgált je—
lenség közös tulajdonsága a népességet
alkotó minden személynek, nem szüksé—
ges két egymást kiegészítő indexrendszert
kiszámítani.
A gyakorlatilag lehetséges legteljesebb
csoportosításon alapuló és a szocialista sta—tisztika elvei szerint megalkotott egyet—
len indexrendszer is elegendő a demográ- fiai jelenségek dinamikájának tudományos
elemzéséhez.
,