326
STATISZTIKAI IRODALMI FIGYELÓfgyis az endogén változók (amelyek egy
időpontra vonatkoznak, tehát nem ,,ké-
séses" változók) közötti okozati össze—függések lánca olyan, hogy ha minden
kifejezést az egyenletek egy oldalára
csoportosítunk, akkor a kölcsönös össze-függő Változók mellett álló együtthatók
matrixa háromszögű matrix. Ennekazért van jelentősége, mert a rekurren—
ciás modellek paramétereit meg lehet becsülni a legkisebb négyzetek viszony—
lag egyszerű módszerével.
(Ism.: Andorka Rudolf)
LOVELL, M ICHAEL C.:
GAZDASÁGI IDÖSOROK
szezonÁus KIIGAZFTÁSA És TÖBBSZÖRÖS REGRESSZIÓANALIZIS
(Sesonal adjustments of economic time ser—
ies and multiple regression analysis.) —- Jour- nal of the American Statistical Association.
1963. december. 993—1010. p.
Szerző először is azokat a követelmé—
nyeket vizsgálja, amelyek felfogása sze—
rintajó szezonális kiigazítás előfeltételei.
Azt bizonyítja, hogy a szezonális kiiga—
zításnak ezeket a követelményeket fi—
gyelembe vevő technikái alkalmasak arra, hogy segítségükkel a szezonális ki—
igazítás, elektronikus számítógépeken, a standard legkisebb négyzetek módszerén alapuló regresszió-számítás módszerével legyen elvégezhető.
__ Ezek a követelmények bizonyos egye—
zéseket kívánnak meg az eredeti ,,nyers"
idősor és a szezonálisan kiigazított idő—
sor adatai között. Például ha a munka- erő—foglalkoztatottság adatait vetjük szezonális kiigazítási eljárás alá, az el- járás helyességét feltételezve ugyanazt az eredményt kell kapnunk akkor is, ha a munkanélküliség szezonálisan kiiga—
zított adatait kivonjuk a rendelkezésre
álló munkaerő idősorának szezonálisankiigazított adataiból. Úgyszintén azonos
eredményre kell jutnunk, ha például egy nyers idősort ugyancsak nem kiigazított árindexekkel deflálunk, és az így def- lált idősort vetjük szezonális kiigazítás alá, vagy pedig az árindexszel való osz—tás előtt kiigazítjuk mind a mennyisé- gek, mind az árak idősorát. Vannak to- vábbá járulékos feltételek is.
Annak ellenére, hogy a szezonális ki—
igazításnak a legkisebb négyzetek mód-
szerével való—w végzése a szakirodalomban már régen ismert, a gyakorlatban levő eljárások többsége a szezonalitásnak az idősorból való kiküszöbölésére általában a mozgó átlagos módszernek valamelyváltozatát alkalmazza. Szerző azt reméli,
bár a mozgó átlagos eljárás jogosultságát
nem vitatja, hogy idővel nagyobb tért fog nyerni a szezonális kiigazításnak alegkisebb négyzetek módszerével történő
eljárási technikája is.A fenti követelményeknek megfelelő helyes szezonális kiigazítási eljárás lé—
nyegét abban látja, hogy a szezonális hullámzásnak alávetett nyers idősor reg-
resszióját kell kiszámítani megfelelően
megválasztott független változókra vo—natkozóan; másfelől a regresszió-számítás eredményeképpen nyert reziduumok a szezonálisan kiigazított idősor elemeit adják, melyek a fent felállitott követel- ményeknek megfelelnek.
A regresszió—számításban szereplő füg—
getlen változók tekintetében az a köve—
telmény áll fenn, hogy a regresszió—ana—
lízis reziduumai és a független változók között ne legyen korreláció. Ha ez tör—
ténnék, a szezonális kiigazítási eljárás nem teljes értékű. Valamennyire állan- dónak tekinthető (tehát nem évről évre változó) szezonális séma esetén a reg-
resszió-számítás egyenlete:k
acym : Z bi symí "l' eym !
iml
ahol
x m —— bizonyos 1; év m időszakában
megfigyelt szezonális hullám—
zásnak alávetett idősor ada—
tai;
k- — az év időszakainak száma, így
például havi adatok esetén 12,
s —— a független változókat,e —' a zavaró tényezőt jelenti.
A független változók szükség szerint választhatók: belefoglalhatók a regresz- szió—egyenletbo kisegítő változóként pél- dául a mozgó ünnepek változói, az idő—
járási változások, sztrájkok stb.
Ismeretes —- és a mozgó átlagos tech-
nika is ebből a feltételezésből indul ki, -—- hogy az idősor hullámzását a trend-
ciklus és a szezonalitás, valamint vélet—len zavarok okozzák. Szerző szerint a szezonális kiigazításnak a legkisebb négyzetek módszerével történő elvégzése általában alkalmas arra, hogy segítsé—
gével nemcsak egyszerűbb, hanem komp—
likált szezonális ingadozási sémát kö- vető idősorok is kiigazíthatók legyenek.
Torzítatlan paraméter—becslések nyerése érdekében írjuk fel az egyenletet a kö- vetkező matrix-formában:
YsXőiSa-ts;
STATISZTIKAI IRODALMI FIGYELÓ
327
ahol
Y — oszlopvektor, nense t;
X —- a független (regresszor—) válto- zók t X k matrixa;
:: —— a zavaró tényezők oszlopvektora, melynek komponense t;
8 —- D a, a szezonális ingadozás tX 1 vektora, melyet a lehetséges sze—
zonális mozgások t X d : D mat-
rixa határoz meg;a —- ismeretlen d X 1 vektor
melynek kompo—
A B együttható becsült értékének (b)
a legkisebb négyzetek módszerével való meghatározása minimumra csökkenti a reziduumok négyzetösszegét. Ha a ki—
igazítási eljárás a szezonális tényezőt si-
keresen küszöbölte ki, (S:AD:0), az egyenlet:Ya—XafísAa
Ebben az esetben a b paraméterek ér- téke:
bző—F (X'a Xay—l X'a A a,
ami a paraméter torzitásmentes becs—
lését szolgáltatja.
A D matrix elemeinek alternatív meg—
választása következtében az idősor sze—
zonális kiigazításának alternatív meg- oldásai is megvalósíthatók.
Szerző a továbbiakban a becslés meg-—
"bízhatósági határaival foglalkozik. Fi—
gyelmeztet arra, hogy a szezonális ki- igazításnak regressziós módszerrel való végrehajtása a szabadságfokok bizonyos veszteségét eredményezi a paraméterek standard hibáinak megállapításakor és így erre is figyelemmel kell lenni. En-
nek megfelelően korrekciós tényező be-
vezetését javasolja. Kitér továbbá a za-varó tényezők auto—korrelációjának kér-
désére is. Az eredményes szezonális ki-igazítás előfeltétele az is, hogy a za- varó tényezők között ne legyen auto—
korreláció, vagyis eloszlásukat csak a
véletlen befolyásolja.
Amódszer jelentőségét szerző szerint
az is mutatia, hogy a becslési eljárás
az exogén tényezőknek tekinthető kise—gítő változóknak az egyenletbe való be—
lefoglalása révén több fokozatban is el- végezhető.
(Ism.: Nyáry Zsigmond)
NOTKIN, A.:
A TÁRSADALMI TERMELÉS
GAZDASÁGI HATÉKONYSÁGÁNAK EMELÉSE És A FEJLÖDÉS FÓ ARÁNYA!
Az U.: ÖTÉVES TERVBEN
(Povüsenie ékonomicseszkoj éffektivnoszti iosznovnüe proporcii razvitija obscsesztvennogo proizvodsztva v novoj pjatiletke.) -—- Planovoe Hozjajsztvo. 1964. 6. sz. 1—10. p.
Szerző abból a megállapításból indul
ki, hogy a szovjet gazdaság előtt álló főfeladat az elkövetkező időszakban 'a ter—
melékenység és a nemzeti jövedelem termelésének gyors növelése a népjólét emelésének érdekében. E célkitűzést hi—
vatott biztosítani az új ötéves terv 8 e szemszögből — részben ennek feltéte?
leként —— vizsgálja a szerző a társadalmi
termelés hatékonyságának, valamint a főbb népgazdasági ágak arányainak
problémáját.A gazdasági fejlődés egyik, kulcskér—
dése ma a Szovjetunióban a termelő be—
ruházások hatékonyabb kihasználása. A termelő beruházások hatékonysági
együtthatójának nevezett mutató, azaz
a termelő beruházásoknak a társadalmitermék, illetve a nemzeti jövedelem egy százalékos növekményére vetített nagy;
sága az utóbbi években fokozatosan
emelkedett. így 1958—ban a nemzeti jö—
vedelem egy százalékos növekedését
még csupán a nemzeti jövedelem l,5 százalékos, 1962-ben pedig már 3,7 szá- zalékos ráfordításával érték el, s ez az
arány a társadalmi termékre számítva 1,8, illetve 3,2 százalékot tett ki. Az em- lített tendencia tartós érvényesülése ese—tén a termelés magas növekedési üte- mének fenntartása csupán növekvő be—
ruházási hányaddal lenne biztosítható s
ez elkerülhetetlenül csökkentené a fo- gyasztási alap, illetve a közvetlenül a fogyasztókat szolgáló beruházások növe—lésének lehetőségeit s mindez ellentét- ben állna az ötéves terv említett fő cél- kitűzéseivel. Ilyenformán a termelő beí—
ruházások és az egész társadalmi ter-—
melés hatékonyságának növelése az új
ötéves terv fő gazdasági kérdése.A továbbiakban a szerző az említett
arány javításának, illetve a beruházá-
sok hatékonysága növelésének összete—vőit vizsgálja. Ezek közül elsőnek ern—
líti a termelői állóalapok jobb kihasz- nálását, magasabb teljesítményét. E kö—
vetelmény fontosságát két tényező húz—