Вероятностная природа данных 4 страница

ВЫБОРКИ КОРРЕКТИРОВКА

вероятностный, отбор. Реализовать процедуру ПСО можно двумя приемами: лотерейным методом и с помощью табл. случайных чисел. При использовании лотерейного метода все элементы генеральной совокупности нумеруются числами от 1 до Ν, затем жетоны с номерами помещают в урну, тщательно перемешивают и извлекают последовательно «жетонов. Элементы совокупности, имеющие эти номера, и будут составлять выборку. Выделяют две схемы ПСО: отбор с возвращением (схема Боули), когда извлеченный жетон опять возвращается в урну, и отбор «без возвращения* (бесповторный). В схеме Боули все испытания поставлены в одинаковые условия и независимы друг от друга. В схеме «без возвращения» состав урны после каждого испытания изменяется, в итоге неск. снижается средняя ошибка выборки и повышается устойчивость ее рез-тов. Однако если генеральная совокупность достаточно велика и доля отбора не превышает 5%, то схема «без возвращения» практически равноценна схеме Боули.

Рассмотренные схемы, являясь классическим примером реализации ПСО, на практике становятся чрезвычайно трудоемкими, т.к. для обеспечения равного шанса выбора требуется тщательное перемешивание жетонов. Поэтому при формировании равновероятной выборки элементов из больших совокупностей пользуются табл. случайных чисел. Отметим, что при орг-ции ПСО все элементы генеральной совокупности должны быть пронумерованы. Случайным образом могут отбираться не только элементы совокупности, но и целые гр., состоящие в общем случае из разл. числа элементов (см. Выборка гнездовая). Конкр, выборочное иссл-е обычно представляет собой сложную систему, в к-рой переплетаются разл. схематические элементы в сочетании с районированием, орг-цией многоступенчатого отбора и др. приемами формирования выборки. В основе построения любой выборки лежат два осн. принципа: избежать смещенности рез-тов и добиться макс, точ-

ности при заданных издержках. Единственный способ избежать смещений заключается в строгом соблюдении методики случайного отбора. Планы выборок могут отличаться разнообразием приемов, позволяющим повысить точность и снизить затраты на проведение иссл-я.

Лит.: Четвериков Н. О выборочном иссл-и // Вестн. статистики. 1919. № 8—12; Мозер К. Методы соц. иссл-я. Вып. 1. М., 1969; Дружинин Н.К. Выборочный метод и его применение в соц.-экон. иссл-ях. М., 1970; Ноэль Э, Введение в методику демоскопии. М., 1993.

Г.И. Сотникова

ВЫБОРКИ КОРРЕКТИРОВКА - процедура приведения структуры совокупности выборочной в соответствие со структурой совокупности генеральной по одному или иеск. контролируемым признакам. Контролируемыми могут быть любые признаки, инвариантные задачам иссл-я, генеральные распределения к-рых известны. Как правило, для корректировки используют соц.-демогр. информацию: распределения по полу, возрасту, образованию, семейному положению, типу местожительства и др., но в общем случае выбор контролируемых признаков зависит от специфики иссл-я и источников рассогласования.

Причины нарушения пропорций в выборочной совокупности различны. Часто они связаны с организационными факторами: допущенными отклонениями от плана размещения выборочных единиц по регионам, недостаточной численностью интервьюеров, невыполнением интервьюерами плановых заданий по опросу, высоким процентом забракованных анкет и т.п. Необходимость коррекции данных может быть вызвана значительным числом труднодоступных единиц, таких, как отказавшиеся отвечать, отсутствующие дома, а также низким возвратом анкет в почтовых опросах нас. Иногда восстановление структуры выборочной совокупности явл. следствием неточной или неполной информации об исследуемом объекте на стадии проектирования выборки. Вместе с тем

ВЫБОРКИ ОСНОВЫ

процедура корректировки выборки может планироваться как самостоятельный этап при анализе данных опроса в тех случаях, когда исследователя интересуют не только оценки всей совокупности, но и отд. ее ч.

Различают неск. способов корректировки данных опросов. Простейший из них предполагает добор недостающего числа анкет (по квоте или в целом) непосредственно в полевых условиях. Др. способы корректировки используют технику перевзвешивания и могут выполняться вручную или на ЭВМ. Перевзвешивание выборочных рез-тов сводится к расчету по каждому значению контролируемого признака весового коэффициента, определяемого как отношение планового числа анкет к реально полученному. Затем кол-во анкет приводится в соответствие с вычисленным весом. Весовой коэффициент к > 1 означает, что анкет с данным значением признака в массиве оказалось недостаточно, и каждая из них используется в обработке более одного раза, иными словами, объем таких анкет увеличивается в к раз. Если к < 1, объем анкет соотв. уменьшается, анкеты, оказавшиеся в избытке, случайным образом отсекаются и исключаются из обработки. Весовой коэффициент к =) говорит о том, что данная гр. анкет участвует в обработке без изменений. При программной реализации процедуры перевзвешивания на ЭВМ каждой анкете в зависимости от значения контролируемого признака приписывается свой вес, и при обработке ее вклад в общую оценку корректируется в соответствии с рассчитанным весом.

Лит.: Дружинин Н.К. Выборочное наблюдение и эксперимент. М., 1977; Шварц Г. Выборочный метод. М., 1978; Докторов Б.З. О надежности измерения в социол. иссл-и. Л., 1979; Петренко Е.С., Ярошенко Т.М. Соц.-демогр. показатели в социол. иссл-ях. М., 1979; Стат. методы анализа информации в социол. иссл-ях. М., 1979; Паниотто В.И. Кач-во социол. информации. Киев, 1986; Бокун Н.Ч., Чернышева Т.М. Методы выборочных обследований. Минск, 1997.

Т.Н. Сотникова

ВЫБОРКИ ОСНОВЫ - описание всех единиц исходной совокупности, пригодное для последующего отбора единиц. Понятие основы имеет более широкий смысл, чем списки или перечни. Если для реализации схемы простого случайного отбора необходимо в кач-ве основы иметь список всех элементов генеральной совокупности, то в многоступенчатых выборках на высших ступенях, кроме списков или перечней, основой могут быть карты, схемы нас. пунктов или терр. Напр., для отбора жилых кварталов в кач-ве основы удобно использовать план-карту г. и далее строить выборку по методу маршрутного опроса. Единицы исходной совокупности могут представлять собой как элементарные объекты, так и гнезда единиц более низкого порядка. Так, при орг-ции терр. выборки жителей г. старше 18 лет на первой ступени основой для отбора избирательных участков могут служить списки всех избирательных участков г., на второй ступени для отбора респондентов — списки избирателей в отобранных участках.

Любое описание единиц исходной совокупности, выступающее в кач-ве основы для отбора, должно удовлетворять требованиям полноты, точности, адекватности, отсутствия дублирования и удобства работы. Под полнотой основы понимается наличие всех единиц, исчер- -пывающих исходную совокупность. Если имеющаяся основа охватывает не всю совокупность, а только ее ч., то она должна быть дополнена описанием недостающих единиц, полученным из др. источников. Информация о единицах отбора должна быть точной, т.е. В.о. не должна включать в себя несуществующие единицы, содержать повторений. Единицы не должны перекрывать одна др., т.е. каждая единица более низкого порядка должна принадлежать одной и только одной единице более высокого порядка. Основа, пригодная для решения одних задач, может оказаться неадекватной для решения др., т.е. содержать неизвестное число повторений, быть неполной и неудобочитаемой. В нек-рых случаях первоначально имеющаяся ос-

ВЫБОРКИ ОСНОВЫ

нова может послужить исходным материалом для формирования новой основы. Так, при иссл-и проблем молодежи в г. списки избирателей могут быть использованы для составления списков городских жителей в возрасте от 18 до 25 лет. Несоблюдение перечисленных выше требований может привести к серьезному смещению выборочных рез-тов.

Удобство работы с В.о. — существенное условие повышения кач-ва рез-тов. Когда единицы, составляющие В.о., пронумерованы, имеющиеся сведения о них дают возможность с полной определенностью опознавать эти единицы. Если В.о. находится в одном централизованном месте и ее структура соответствует реальной структуре изучаемых соц. объектов, то это не только облегчает работу социологам, но и, являясь необходимым требованием к иссл-ю, значительно повышает его кач-во.

В зависимости от характера основы различают выборку терр. и производственную. Терр. выборка — вид выборки, основу к-рой составляют док-ты, регистрирующие нас. по месту жительства. В теории выборочных стат. наблюдений термин «терр. выборка» понимается в более широком смысле: как отбор терр., напр. площадей под посевами, строениями, просто участков земли и т.д. В социол. опросах нас, где источником информации явл. люди и терр. сегменты непосредственно связаны с местами их проживания, В.о. должна в конечном счете быть удобной для отбора жилищ. В многоступенчатой терр. выборке основу на всех ступенях отбора составляют разл. терр. общности: области, края, республики, адм. районы, нас. пункты, жилищные орг-ции, избирательные участки, почтовые отделения и др. Осн. достоинства терр. выборок состоят в том, что они позволяют охватить все слои нас. и для всероссийских и региональных иссл-й явл. наиб, экономичными по сравнению с выборками, построенными по производственному принципу.

Производственная выборка — вид выборки, основу к-рой составляют док-ты, регистрирующие нас. по месту работы

или учебы, В многоступенчатой производственной выборке основой на всех ступенях отбора явл. совокупности производственных единиц: отраслей нар. хоз-ва, министерств, главков, предприятий и т.п., а отбор единиц наблюдения осуществляется непосредственно на предприятиях и в учреждениях. Проведение опроса по месту работы или учебы респондентов значительно упрощает орг-цию иссл-я, поэтому производственная выборка часто оказывается предпочтительнее терр., если объектом изучения явл, занятое нас. или задачи иссл-я поз;, воляют ограничиться этой категорией нас. Знание отраслевой структуры занятости при проектировании производственной выборки дает возможность распределить выборочные единицы пропорционально численности работающих в разл. сферах нар. хоз-ва и отраслях производства. Широкий круг соц. показателей, доступных социологу на уровне предприятий, позволяет осуществлять более жесткий контроль как на стадии планирования производственной выборки, так и на этапе анализа рез-тов. По этой же причине такие методы иссл-я, как наблюдение и эксперимент, часто опираются на производственную выборку. Производственная выборка находит широкое применение в практике Госкомстата РФ. В соц-и ее использование, как правило, ограничено обследованием отд. производственных комплексов, объединений, предприятий или учреждений. Чисто производственная выборка, репрезентирующая отраслевую структуру занятости, реализуется гл. обр. в рамках г., реже — области. На более высоком уровне соблюдение производственного принципа приведет к «распылению» выборки и, следовательно, значительному увеличению затрат. Поэтому для крупномасштабных социол. иссл-й занятого нас. наиб, перспективна смешанная стратегия, сочетающая элементы терр. и производственного отбора.

Лит.: Венецкий И.Г., Матюха И.Я. Методы формирования выборочной совокупности семей для бюджетного обследования и проверки ее репрезента-

ВЫБОРКИ ОШИБКИ

тивности. М., 1969; Соц.-демогр. показатели в социол. иссл-ях. М., 1979; Терр. выборка в социол. иссл-ях. М., 1980; Стандартизация показателей в социол. иссл-и. М., 1981; Бокун Н.Ч., Черны-шева Т.М, Методы выборочных обследований. Минск, 1997.

В.Г. Андреенков, Г.Н. Сотникова

ВЫБОРКИ ОШИБКИ - вызванные разл. причинами отклонения выборочных оценок признаков от их значений по генеральной совокупности. По происхождению В.о. можно подразделить на теор,, возникающие до процесса отбора на стадии формирования концептуального представления об объекте иссл-я и выработки стратегии отбора; процедурные ошибки, связанные с построением выборочной модели; и ошибки на этапе реализации вплоть до непосредственного контакта с единицей наблюдения. По характеру воздействия на выборочную оценку различают случайную и систематическую компоненту В.о. Случайная компонента ошибки имеет вероятностную природу, она органически присуща выборочному наблюдению, если отбор организован по строго случайному принципу. В вероятностных выборках неизбежность случайной ошибки вызвана тем, что обследованию подлежит ч., а не все множество объектов генеральной совокупности. Величина случайной ошибки зависит от плана построения выборки (см. Выборка многоступенчатая, Выборка гнездовая, Выборка районированная), объема выборочной совокупности, степени вариации признаков и может быть, оценена по данным выборки с помощью аппарата матем. статистики.

Основание для вычисления случайной ошибки по любой случайно составленной выборке дает центральная предельная теорема. Из этой теоремы следует, что, каков бы ни был закон распределения исходной совокупности, при многократном извлечении выборок объема и распределение выборочных средних близко к нормальному со средним, равным среднему генеральной совокупности, и дисперсией, равной σ² /«, где σ² — дисперсия при-

знака в генеральной совокупности. Имея в распоряжении одну-единственную выборку, исследователь может определить ту степень, с к-рой оценки, полученные из разл. выборок, будут отличаться друг от друга, т.е. оценить меру разброса выборочного распределения средних. Т.о., случайная ошибка явл. характеристикой не единичной выборки, а совокупности всех возможных выборок того же объема из данной генеральной совокупности и опред. в терминах выборочного распределения средних. Поэтому случайная ошибка также носит название стандартной, или средней, ошибки выборки. Отметим, что дисперсия признака в генеральной совокупности, необходимая для расчета случайной В. о., часто бывает неизвестна, и на практике пользуются ее выборочной оценкой с поправкой на смещение:

σ =

«-1

Для простого случайного отбора (см. Наблюдение выборочное) стандартная

ошибка среднего опред. как Μ = —— в

0 - я)

схеме с возвращением и Μ

в схеме без возвращения, где с — дисперсия признака, η — объем выборки, N — объем генеральной совокупности. Для районированной выборки стандартная ошибка вычисляется как сумма взвешенных квадратов в каждом слое.

Зная величину случайной ошибки, можно рассчитать доверительный интервал, в к-ром с заданной вероятностью будет находиться истинное значение признака. С этой целью выбирают нек-рую вероятность и по табл. распределения нормальной случайной величины находят значение параметра ζ — аргумента функции распределения. Тогда доверительный интервал будет рассчитываться т.о.:

от so

x--f= <μ < χ + ~r=,
,...,.... -Jtt ν»

где μ — истинное значение признака, χ — оценка значения признака по выборке.

ГАРАНТИИ СОЦИАЛЬНЫЕ (or франц. garant — поручитель) — юридические, материальные и культ, средства, обеспечивающие реализацию законодательно закрепленных прав членов об-ва. К осн. Г.с. относятся право на труд, образование, жилише, медицинскую помошь и обеспечение безопасности личности.

В Г.с. воплощается соц. защищенность чел. на всех этапах его жизненною пути. Минимум материальных и культ, благ для каждого члена об-ва обязано обеспечить гос-во, оно же создает возможности для реализации способностей и обществ, полезных инициатив личности, позитивно ВЛИЯЮЩИХ на повышение уровня и кач-ва жизни.

Г.с. предполагают также иатичие оп-ред. льгот для престарелых и нетрудоспособных, инвалидов, пострадавших от катастроф и войн людей.

Источником доп. материальных и культ, благ явл. многочисленные целевые (в т.ч. благотворительные) фонды. Их функционирование регулируется за-конодател ьством.

Лит.: Ламперт X. Соц. рыночная экономика. М., 1994: Науч.-практический комментарий к Конституции РФ. М., 1997; Жуков В.И. Российские преобразования: cou-я, экономика, политика. М., 2002; Он же. Российские преобразования. М., 2003: Левашов В.К. Социополи-тическая динамика российского об-ва. 2000-2006. М., 2007; Соц-я. Основы общей теории / От», ред. Г.В. Осипов, Л.II. Москвичев. 2-е изд. М., 2008.

В.Н. Иванов

ГЕОГРАФИЧЕСКОЕ НАПРАВЛЕНИЕ В СОЦИОЛОГИИ — множество натуралистических теорий, признающих ведущим фактором соц. изменений или исходным пунктом СОДИОЛ. анализа геогр. среду. Хотя трактовка последней как

единственной детерминанты, однозначно направляющей эволюцию данною об-ва или культуры, встречается редко, для Г.н. в с. обычна недооценка масштабов истор, деятельности человечества по преобразованию природной среды и культ, и потенциала изменений, заложенного но внутреннем взаимодействии соц. и духовных факторов. Филос. опорой теорий Г.н. в с, тяготевших к геогр. детерминизму, т.е. к методол. установке, что психол. и культ, процессы однозначно опред. физическими факторами внешней среды, было механистическое миропонимание, физический монизм. В философии истории 18—19 вв. (Ш. Монтескье, К. Риттер, Г. Бокдь, Л.И. Мечников и др.) преимущественное внимание обращалось па роль геогр. среды (напр., длины береговой линии, особенностей речного половодья и т.д.) В формировании цивилизаций, в генезисе первых истор. форм общественности. Однако признавалось, что па высших ступенях цивилизации постепенно приобретаю!' перевес умственные факторы.

Лит.: Мечников Л.И. Цивилизация и великие исторические реки: Статьи. М., 1995; Беленький И.Л. Роль географического фактора в отечественном историческом процессе. М., 2000.

A.M. Ковалев

ГЕОГРАФИЯ СОЦИАЛЬНАЯ - в широком смысле география об-ва, изучающая терр. орг-цию об-ва (ТОО) — сочетание сон. структур, взаимодействующих между собой. В узком смысле Г.с. исследует непроизводственные компоненты ТОО.

В развитии геогр. науки произошли существенные сдвиги. Один из самых важных сдвигов состоит в том, что в центре ее внимания оказалось понятие «об-во». к-рос ранее рассматривалось не