- 10 - Й тот и другой периоды дают картину ускоряющегося движения валового сбора, но ускорение во втором из рассматриваемых отрезков времени является более значительным (см. диагр. I). Эволюторвая кривая цены хлопка (см. диагр. № II) обнаруживает падение с 1835 г. вплоть до 1847 г., затем мы имеем непрерывный рост др 1860 г. Далее, другая ветвь эволюторной кривой, начинаясь с более высокой точки в 1866 г., падает вплоть до 1891 года с тем, чтобы затем начать медленный и постепенно ослабляющийся подъем. Коэффициент корреляции между валовым сбором и ценой хлопка (за единицу) в том же году получился равным: для 1835—1860 г. г — — 0,568 + 0,0896 1 ) ^ „ 1866—1914 г. г = — 0,499+ 0,072 .......................U Воли мы захотели бы получить связь между валовым сбором и ценой за весь период в 80 л. (1835—1914 г.), то эти две полученные кривые можно связать прямой, приняв гипотезу линейного изменения валового сбора и цены за промежуток 1861—65 г. Тогда коэффициент корреляции, при включении отклонений от прямой за 1861—65 гг., дает: для 1835—1914 г.г. г — — 0,567 + 0,0512 Таким образом, связь между валовым сбором хлопка и ценой его оказывается весьма значительной. Коэффициент корреляции по абсо­ лютной величине равен половине и даже несколько больше; приэтом он значительно превышает свою утроенную вероятную ошибку, что до­ казывает неслучайный характер связи. Зависимость между валовым сбором хлопка и его ценой, как и следовало ожидать, получилась < обратная: больший по абсолютной величине урожай вызывает и значи­ тельное по абсолютной величине падение цены хлопка, и обратно. Эги выводы получены нами, исходя из рассмотрения абсолютных размеров отклонений валового сбора и цены от векового уровня 1 2). Но можцо поставить задачу иначе: возможно рассматривать от­ клонение данного элемента (напр.., валового сбора) в процентах от уже достигнутого в данном году теоретического уровня. При последней постановке вопроса, мы исходим из гипотезы, что самый размах колебаний меняется с изменением уровня, а потому одна и та же абсолютная величина отклонения имеет не одинаковое значение в начале и конце эволюторной кривой, если последняя резко подни­ мается или, наоборот, снижается 3 ). 1 ) Вероятные ошибки коэффициента корреляции вычислены по формуле: /1 — г2 \ * — 0 \ У N / ’ Г ( 3 > е N число лет. Эта формула, правда, относится к случаю нормального распределения, но ее можно применить б^з большой погрешности и в нашем случае, когда распределение отклонений от истинного уровня не слишком резко отклоняется от нормального. ' , 2 ) То, что в основу вычислений легли относительные числа (значения соответ­ ствующих элементов в 1900 г. были приняты за 100), не меняет в данном случае экономического существа полученных отклонений. Цена взята за с.-хоз год : 1915-16 f : ВЫШегП0МЯНутую ™ ю М. Подтягина вжурн. .Статистический Вестник* Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека