KWARTALNIK STATYSTYCZNY
ROK 1933, TOM X, ZESZYT 2-3
REVUE TRIMESTRIELLE DE STATISTIQUE
ANN6E 1933, TOME X, FASCICULE 2-3
KOMITET REDAKCYJNY
GŁÓWNEGO URZĘDU STATYSTYCZNEGO Przewodniczący:
Durektor Cl U. St. - EDWARD SZTURM DE ŚZTREM Członkowie:
STEFAN SZULC — Redaktor głóuinu
MIECZYSŁAW PRZYPKOWSKI — Zastępca redaktora gtównego WŁADYSŁAW MALINOWSKI
Sekreter) at Komlctu
COMITE DE REDACTION
DE UOFFICE CENTRAL DE STATISTIQUE President:
Pirectear de /’ Oj). Centr. de St. - EDWARD SZTURM DE SZTREM Membres:
STEFAN SZULC — Redacteur en chef
MIECZYSŁAW PRZYPKOWSKI - Ridacteur suppliant WŁADYSŁAW MALINOWSKI
Redakcyjnego tel. 232-79
Za oplnje wyrażone W artykułach, drukowanych W wydawnictwach
Głównego Urzędu Statystycznego, odpowiada podpisany autor. les articles Insures dans les publications de 1‘Office Central de Statistique tradulscnt les opinions des auteurs stgnant les articles.
TREŚĆ
Dr. Jan Wiśniewski
Wahania sezonowe w budownictwie . . . • Marja Iwaszkiewiczówna
Badania statystyczne nad wynikami stosowania nawozów sztucznych w gospodarstwach wło
ściańskich w Polsce ...
Stanisław Kołodziejczyk
O ekstremum paraboli regresji...
Aleksander Rajchman
Uwagi krytyczne o jednej z matematycznych teo- ryj „koniunktury“ ...
sir•
239
297
319
325 Plan opracowania danych drugiego powszechne
go spisu ludności o mieszkaniach ... - 339
/. Miller Zastosowanie segregatorów do masowego oblicza nia wieku przy maszynowem opracowaniu statystyki ruchu naturalnego ludności . . 355
Sprawozdania ...363
Jan Derengowski i St. Skubiszewski Przegląd artykułów statystycznych w polskich czasopismach... ... 367
B. Buczyński i S. Fogelson Przegląd obcych czasopism statystycznych . , . 373 SOMMAIRE Dr. Jan IViSniewski Les fluctuations saisonaleres dans 1‘industrie du bailment... 239
Marja Iwaszkiewicz Rccherches statistiques sur la rentabilite des en- grais artificiels dans les petites exploitations rurales ... 297
Sl. Kołodziejczyk Sur 1‘extremum de la parabole de regression . 319 Aleksander Rajchman Observations critiques sur une des theories ma- thematiques „de la conjoncture.'...325
Le projet du depouillement des donnees relati ves aux logements d'apres le deuxieme re- censement general de la population .... 339
/. Miller L‘application des trieuses au calcul de 1‘age au depouillement des statistiques du mouvement naturel de la population ... 355
Comptes-rendus , ... . ... 363
Jan Derengowski el St. Skubiszewski Revue des articles statistiques dans les periodi- ques polonais... ... , B. Buczyński et S. Fogelson Revue des periodiques statistiques etrangers . . Kronika Zebranie statystyków miejskich w Niemczech 29 październi ka 1932 r. ... ... ... 393
Niemiecki Związek Statystyków Miejskich... 393
Niemieckie Towarzystwo Statystyczne...393
Międzynarodowy Kongres Matematyczny... 394
Konferencja rzeczoznawców w sprawie ustalenia metod badania wpływu kryzysu gospodarczego na stosunki odżywiania ludności ... ... . , . 395
Konferencja rzeczoznawców w sprawie ustalenia metod badania warunków odżywiania... 395
Chronique Reunion des statisticiens municipaux en Allematfne, ie 29 octobre 1932 393
Union Allemande des Statisticiens Municipaux .... 393
S-te Allemande de Statistique... 393
CongrSs International des Mathćmaticiens...394
Conference des Experts au sujet des etudes sur Reflet de la crise economique sur l'alimentation de la population . . 395
Conference des Experts au sujet des methodes a appliquer aux etudes sur 1'alimeatation ... . . 395
: ■ , : 7 7 ' ■ .8-: iv:
"'/ : ' ' A ';
t-
i. "1 ,
c
" V , ■'.V ,1 .
.
■
• ' ' - - i. ... i ,. i
. . .. T
. .
' ' ' ‘ • : • *• * ' . . v
'
' ... . .
E ... ■ ;J
Vi-.. V.
• \ -
• •
■
• • 7. ' -j,
■fc
'ł*‘ • *i ... ;. »
.
■ ■ - j - ■: i i.
i.
:■ - 7. V' - -: •'
.. i '.i i : ' /.'■
-f.:.'. rjf
: - -
'■ - - ■■■/■ ,. ... r. .:
■ ■ • . . ■ ■ . . .
■
TAC
Vi ' ■ ' ■ . ...\
• • ...
■
; : .
'
'
r.
uh - '...
-
•' * - 2'/-. ; .7 \u V. . - v ; ....
. . 1 ... ...
KWARTALNIK STATYSTYCZNY
ROK 1933, TOM X, ZESZYT 2 — 3
REVUE TR1MESTRIELLE DE STATISTIQUE
ANN6E 1933, TOME X, FASCICULE 2-3
Dr. JAN WIŚNIEWSKI
Wahania sezonowe w budownictwie
TREŚĆ: 1. Wstęp: 239 Bliższe określenie zakresu badań 240, Opis zastosowanych metod 242. 2, Część 1.
Opis przeciętnej sezonowości: Stany Zjednoczone 246. Kanada 254. Nowa Zelan
dia 257. Niemcy 257. Wielka Brytanja 259. Belgja 260. Holandja 260. Banja 261. Norwegja 263.
Szwecja 263. Polska 264. Porównania międzynarodowe 272. 3. Część Ii. Badanie zależno
ści przyczynowych: Czynniki przyrodnicze 276. Czynniki społeczne 283, 4. Część III.
Możliwość ograniczenia wahań sezonowych w budownictwie (ze szczegól- nem uwzględnieniem stosunków polskich) 284. 5. Wnioski 288. 6. Bibljografja 289. 7. Tabl. I.
Przeciętna sezonowość 290. 8. Tabl. II. Dane oryginalne 292. Resume 295.
WSTĘP Zadaniem niniejszej pracy jest wszechstron
ne—w granicach możliwości—zbadanie kwe- stji wahań sezonowych w budownictwie. Sam fakt istnienia takich wahań naogół przez ni
kogo nie jest kwest jonowany, przynajmniej co się tyczy krajów, położonych w klimacie chłodnymi lub umiarkowanym. Istnieje też sze
reg opracowań, oświetlających badaną przez nas kwestję z pewnegoi specjalnego punktu widzenia1 lub dla pewnego kraju2. Autor niniejszego dziełka stawia sobie za zjadanie wykorzystać zawarte w tych pracach mate- rjały, aby łącznie z opracowanemi przez siebie utworzyć z nich po raz pierwszy pewną syn
tetyczną całość. W szczególności stawia sobie autor zapytanie: czy wahania sezonowe są nierozdzielnie związane z samym faktem pro
wadzenia robót budowlanych w pewnych wa
runkach klimatycznych i w jakim stopniu.
Odpowiedź na to zapytanie obejmie następu
jące punkty: 1) opis wahań sezonowych bu
downictwa w różnych krajach strefy umiar
kowanej; 2) porównanie sezonowości pomię
dzy poszczególnemi krajami; 3) zbadanie za
gadnienia przyczyn, wywołujących bezpośred
nio wahania sezonowe w budownictwie, o ile na to posiadane materjały pozwolą; 4) oświe
tlenie zagadnienia możliwości zmniejszenia roz
piętości rzeczonych wahań metodami polityki gospodarczej.
W związku z powyższem jasnem się staje, jakie będzie podejście nasze do kwestji sezo
nowości. Wyróżnić bowiem można dwa zasad
nicze kierunki w badaniu wahań sezonowych w ogólności, które to kierunki najwyraźniej może rozgraniczył L, Landau w swojej pra
cy p, t. Wahania sezonowe i metody ich mie
rzenia \ Pierwszy kierunek stawia sobie za zadanie wyłącznie eliminację wahań sezono
wych, a więc poprzestaje na obliczeniu ukła
du. wskaźników przeciętnej sezonowości tą lub inną metodą, aby potem te wskaźniki „zasto
sować to znaczy obliczyć takie wartości szeregu podstawowego, jakie — zakładając, że sezonowość obliczona jest dokładnie i zmia
nom Z! roku na rok nie ulega — obserwowali-
Np. L. Ilers ch. Les fluctuations satsonnibres du chómase m bittment, Revue Internationale du Travail 1929 Wymień ć tu wypada przedewszyslkicm opiacowaue pod ogolnem kierownictwem Herberta Ho over a dzieło Seasonal operation In the construction industries New Yoik 1924, Książka ta omawia wyłącznie stosunki panujące w Stanach Zjednoczonych.
3 Konj unktura Gospodarcza r. 1928 Nr. 1 str. 68.
Kwartalnik Statystyczny, 1933.
240 JAN WIŚNIEWSKI
byśmy, gdyby wahania sezonowe nie istniały.
Pewnem udoskonaleniem tej metody, przynaj
mniej w myśl życzeń autorów1, ma być stoso
wanie zamiast wskaźników przeciętnej — wskaźników zmiennej sezonowości. W gruncie rzeczy nie zmienia to jednak w niczem zało
żeń omawianego kierunku, gdyż celem obli
czenia tych wskaźników jest nadal „elimina
cja“ wahań sezonowych, a nie zbadanie ich ja
ko takich. Pozatem trzeba zauważyć, że wszelkie dotychczas zaproponowane metody obliczania wskaźników zmiennej sezonowości (z wyjątkiem może metody Kinga2) osta
tecznie dla każdego roku dają też tylko pew
ne przeciętne, ponieważ metody te oparte są w istocie swojej na obliczaniu trendu, np. sto
sunków ogniwowych dla każdego z miesięcy roku.
Zasadą przeciwnego kierunku jest badanie sezonowości ze względu na nią samą; tern, co interesuje badacza, nie są tutaj zmiany kon
iunkturalne, które dopiero' trzeba oczyścić od wpływu wahań sezonowych, lecz właśnie te wahania. Jeżeli więc obliczane tu są wskaźni
ki przeciętnej sezonowości, to zadanie ich nie ogranicza się do „poprawienia“ pierwotnego szeregu, ale służą one jako substrat do dalsze
go opisu i analizy. Symptomatyczny może tu być stosunek do zmiennej liczby dni w mie
siącu; jeżeli celem obliczenia wskaźników przeciętnej sezonowości jest eliminacja jej wpływu, to stosujemy zwykłe metody rachun
kowe do liczb oryginalnych, tak jak one się przedstawiają, jeśli natomiast celem naszego dochodzenia jest badanie sezonowości jako ta
kiej, to pożądane jest uwolnić się od wpływu nierównej długości miesięcy, aby mieć w re
zultacie wskaźniki o ile możności przedstawia
jące jedynie przebieg przeciętnej sezonowości, uwarunkowanej przyczynami gospodarczemł, klimatycznemi lub zwyczajowemi, nie zaś czynnikiem czysto formalnym i konwencjonal
nym, jakim jest niejednakowa długość miesię
cy w kalendarzu gregorjańskim.
Oczywiście też z dirugim kierunkiem związane jest badanie przyczynowe zjawisk sezonowości. Badanie takie może być prowa
dzone dwojako: bądź opierając się na licz
bach przeciętnych, bądź też sięgając do zmien
nych wartości w poszczególnych latach i ana
lizując zmienny przebieg krzywej sezonowo
ści zależnie od zmieniających się przyczyn.
W dalszym ciągu niniejszej pracy oba te uję
cia znajdą zastosowanie.
Bliższe określenie zakresu badań
Praca niniejsza nosi charakter ekonomicz
ny co się tyczy przedmiotu badań, par ex
cellence zaś statystyczny, o ile chodzi u zastosowane metody i sposób przedstawienia faktów, W związku z Lem specjalnej wagi na
biera kwestja, co jest właściwym objektem naszych badań, co zamierzamy mierzyć i opi
sywać przy pomocy naszych mniej lub więcej precyzyjnych metod, co to jest to „budownic
two , które chcemy poddać analizie ekonomi
cznej i statystycznej. Jeżeli chodzi o techno
logiczne zdefinjowanie budownictwa, powzię
cie i sprecyzowanie decyzji nie jest trudne, zamiarem naszym jest w zasadzie ograniczyć się dlO' badania budownictwa właściwego, to jest wznoszenia budynków (niem. „Hochbau“) w przeciwstawieniu do robót inżynieryjnych („Tiefbau"); niestety jednak rozporządzalne źródła statystyczne niezawsze na takie roz
graniczenie pozwalają, często zaś nawet czy
telnik materjałów statystycznych nie posiada wiadomości, jakie rodzaje budownictwa są przez dany szereg objęte. Zaznaczyć też trze
ba, że budownictwo wiejskie prawie nigdzie nie jest statystycznie uchwycone.
Trudniej jest określić szeregi statystycz
ne, mające być przedmiotem badania. Za mia
rę budownictwa w danym- miesiącu zasadniczo uważaćby można ilość nowo-wykonanych bu
dowli, jednakże konkretne ujęcie liczbowe tej ilości napotyka na nieprzezwyciężone prze
szkody. Mówiąc o produkcji np. przędzy ba
wełnianej, możemy za miarę aktywności zakła
du w przeważnej ilości wypadków brać ilość wyekspediowanej lub złożonej do magazynu przędzy, gdyż okres jej produkcji jest bar
dzo krótki, procesy ziaś techniczne siłą rze
czy postępować muszą równomiernie jeden za drugim, Z chwilą, gdy maszyny przędzalni
cze opuszcza kilogram gotowej przędzy, rów
nocześnie na te same maszyny wchodzi za
zwyczaj taka ilość bawełny surowej, która w wyniku da znów kilogram przędzy; wszelkie zwiększenie lub zmniejszenie ilości zakładanej bawełny surowej odbije się bardzo rychło na ilości wypuszczanej przędzy. Nie tak ma się rzecz przy budowie np. domów mieszkalnych.
1 Crum, Grcssens i inni.
3 Journal of the American Statistical Association Sept. 1924, str. 301 sq.
Nie mamy żadnego prawa oczekiwać, że od
daniu jednego domu do użytku towarzyszyć będzie założenie fundamentów pod) inny. Prze
ciwnie nawet, codzienna obserwacja uczy, że istnieją bardzo znaczne rozbieżności pomiędzy liczbą rozpoczynanych a wykończanych do
mów. Tak np. oddawanie gotowych domów do użytku następuje zazwyczaj na jesieni, gdy tymczasem rozpoczynanie — na wiosnę. By
łaby to zatem rozbieżność sezonowa, z punktu widzenia niniejszej pracy szczególnie ważna.
Mogą też istnieć konjunkturalne przyczyny ta
kiej rozbieżności; w początkach recesji wię
cej bywa domów wykańczanych, niż rozpoczy
nanych, w początkach ożywienia—przeciwnie- Innego rodzaju trudność wynika z niejedno
rodności i nieporównywalności jednostek sta
tystycznych, jakiem! są budowle. Niejedno
rodność ta jest dwojakiego rodzaju: 1) trudno jest porównywać pomiędzy sobą poszczególne budowle. Przyjęcie za jednostkę jednej budow
li bez względu na jej charakter i rozmiary jest usprawiedliwione tylko w wypadku niemo
żności otrzymania jakichkolwiek bardziej szczegółowych danych. Tego rodzaju statysty
ki (np. dane Głównego Urzędu Statystyczne
go o rozpoczętych i zakończonych budowlach w miastach powyżej 50 tys. mieszkańców - do r. 1929) są do naszego celu mało warto
ściowe; 2) trudno jest porównywać {pomię
dzy sobą poszczególne części składowe jed
nej budowli. Wiadomo, że budowa wyprowa
dzona pod dach przedstawia tylko pewien procent wykończonego budynku, ale jaki pro
cent?
Z tych trudności istnieją rozmaite drogi wyjścia, znajdujące zastosowanie w praktyce, z których jednak żadna, jak się przekonamy, nie jest wolna od zarzutów. Porównywalność budowli pomiędzy sobą możemy do pewnego stopnia osiągnąć, przechodząc na inną jednost
kę statystyczną, mianowicie na jeden metr sześcienny budowli (t. zw. kubatura), wiado
mo jednak, że jedna budowla drugiej niezaW- sze jest równa, chociażby ich kubatury były jednakowe (np. magazyn kolejowy i pałac mil- jonera). Ponieważ wchodzi tu w grę kwest ja wartości, automatycznie nasuwa się myśl za
stosowania jednostek pieniężnych; w ten spo
sób uzyskalibyśmy, zdawałoby się, kompletną porównywalność zarówno między jedną bu
dowlą a drugą, jako też pomiędzy różnemi
częściami jednej budowli, a nawet między częściami różnych budowli. Pomijając atoli nawet fakt, że taka statystyka, podająca mie
sięcznie wartość wykonanych robót budowla
nych, nie istnieje (oi ile nam wiadomo) nigdzie, i bardzo trudno byłoby ją zorganizować, to in- terwenjuje tu jeszcze kwestja cen. Ceny ma- terjałów budowlanych oraz płace robotnicze z biegiem czasu ulegają zmianom, przyczem zmiany te nie są pozbawione charakteru sezo
nowego; tak np. w Kanadzie płace robotników budowlanych ustalane są zazwyczaj w dro
dze umów zbiorowych na początku sezonu budowlanego. Niejednakowy też jest poziom cen i płac pod względem terytorjalnym, jeżeli zaś zmieniać się będzie sezonowo udział tery- torjów o różnym poziomie cen i płac, to w ten sposób otrzymamy pewną pozorną, fałszywą składową danych o sezonowości budownictwa- Wreszcie możemy wyrazić wszystko w jed
nostkach pracy — robotniko-godzinach. Tu znowu nasuwa się ta trudność, że wydajność pracy ulega zmianom. Inna trudność, może mniej na pierwszy rzut oka widoczna, tu zmieniający się stosunek pracy do kapitału.
Tak np. 1 000 robotniko-godzin pracy przy kopaniu dołów pod fundamenty, gdzie kapitał znajduje bardzo małe zastosowanie, mniej po
sunie budowę naprzód, niż takaż ilość pracy, włożona w instalacje gazowe, a choćby ukła
danie cegieł. Pozatem mogą istnieć bardzo po
ważne różnice techniczne, wpływające na zmianę ilościowego stosunku pracy do kapita
łu. lak więc przy zastosowaniu tak zw. goto
wych elementów budowlanych, np. płyt hera- klitowych, zmniejszać się będzie potrzebna ilość pracy; zastosowanie pracy ludzkiej przej
dzie z właściwego przemysłu budowlanego do przemysłu mineralnego. Znaczenie tych za
strzeżeń z punktu widzenia badania sezono
wości powiększa się, ponieważ nie wszystkie gałęzie i specjalności w budownictwie mają jednakowy przebieg sezonowy, np. roboty ziemne i instalacje elektryczne. Jak widzimy zatem, żadne rozwiązanie nie jest wolne od zastrzeżeń, przypuszczalnie jednak najmniej tych zastrzeżeń odnosi się do statystyki prze
pracowanych robotniko-godzin1. Ze względu na społeczne znaczenie posiadania właściwie ujętej statystyki zatrudnienia w przemyśle bu
dowlanym (jak i w innych zresztą przemy
słach), pożądane byłoby osiągnięcie międzyna
rodowego porozumienia (np. z inicjatywy Mię.
1 Powyżej przyjmowaliśmy jako ,,ęuaesitum" całkowitą produkcję przemysłu budo wlanego, a więc łącznie z wartością zużytych materjałów. Gdyby wziąć pod uwagę „value added”, wartość dodaną (por. np. Landau Ankieta o robotach budowlanych w latach 1927 — 1929. Warszawa, 1930, str. 4), rozważania nasze tak samo pozostałyby zapewne w mocy, mniejsze byłyby nawet jeszcze zastrzeżenia prze
ciw używaniu statystyki przepracowanych robotniko-godzin jako miary budownictwa.
242 JAN WIŚNIEWSKI
dzynarodowego Biura Pracy) w przedmiocie ujednostajnienia sposobu prowadzenia tej sta
tystyki. Wtedy dopiero opracowania w rodza
ju niniejszej pracy oparte byłyby na całkowi
cie porównywalnym materjale.
Rozważanie dotychczasowe, jakie szeregi statystyczne uznać należy za najlepiej odzwierciedlające wahania sezonowe w bu
downictwie, nosiły charakter czysto teoretycz
ny. W konkretnych dochodzeniach, niestety, opierać się trzeba było na takich danych, ja
kie w istniejących opracowaniach statystycz
nych są dostępne. Za najbardziej pożądane uważano liczby przepracowanych robotniko- godzin, w braku ich stosowano dane o liczbie zatrudnionych robotników (bez uwzględnienia zatem czasu pracy), albo procent zatrudnio
nych robotników w stosunku do ogólnej ich liczby; ten sposób ujęcia napotyka się dość często pod postacią podawania procentu bez
robotnych. Odrzucano natomiast dane o bez
względnej liczbie robotników budowlanych bez zajęcia, gdyż sezonowość jej daje wprawdzie pojęcie o kierunku wahań sezonowych zatrud
nienia, ale nie dostarcza żadnych informacyj o ich amplitudzie. W razie braku jakichkolwiek danych o zatrudnieniu posługiwano się, jako pewnym surogatem, statystyką zbytu lub przewozów kolejowych materjałów budowla
nych; jeżeli danemi o zatrudnieniu rozporzą
dzano, dane o zbycie i przewozach okazywały sie cennem uzupełnieniem i ilustracją. Z jednej strony mogą one służyć — jeżeli wziąć je jako całość — jako odpowiednik danych o zatrud
nieniu (o ile przyjmiemy, że zużycie tych ma
terjałów podąża równolegle za ich zbytem), podległy tym samym zastrzeżeniom. Jeśli bo
wiem statystyka przepracowanych robotniko- godzin może być złym miernikiem pro
dukcji przemysłu budowlanego, gdyż nie uwzględnia wartości zużytych materjałów, której stosunek do ilości włożonej bezpośred
nio pracy jest zmienny, to i naodwrót zużycie materjałów nie daje bezpośrednio pojęcia o ilości pracy. Z drugiej strony dane o zbycie i przewozach materjałów budowlanych, jeżeli podawane są oddzielnie dla różnych rodzajów tych materjałów, dostarczają nam cennych informacyj o sezonowości przebiegu poszcze
gólnych procesów technologicznych w budow
nictwie.
Nie może natomiast być uznana za surogat danych o zatrudnieniu statystyka udzielonych zezwoleń na budowę, zawartych kontraktów albo wykończonych budowli. Jakkolwiek sta
tystyka taka wyrażona jest w tych samych jednostkach, co i zarysowana przez nas w pro
jekcie statystyka produkcji przemysłu budow
lanego, to jest w jednostkach pieniężnych lub w miarach kubatury, to jednak wyraża ona zjawiska odmienne. Nie każde pozwolenie na budowę mnisi być natychmiast wyzyskane, nie- każdy kontrakt natychmiast wykonany; na
wet, gdyby wyzyskiwanie pozwoleń na budo
wę i wykonywanie kontraktów przez przed
siębiorców budowlanych rozpoczynało się na
tychmiast, to nie wiemy jeszcze nic, na jak długi czas budowanie się przeciągnie. Podob
nie o zakończonej w pewnym miesiącu budo
wie nie wiemy, jak długo ją prowadzono i z jaką w poszczególnych miesiącach intensywno
ścią. Sezonowość rozpoczynania robót (zobra
zowanego przez liczby zezwoleń na budowę i kontraktów z przedsiębiorcami) i ich zakoń
czania może nie mieć nic wspólnego z sezono
wością faktycznego prowadzenia robót. Tak oto możemy sobie wyobrazić, że wszystkie roboty rozpoczynają się np. w lutym; mimo to przy istniejących warunkach atmosferycznych i gospodarczych maximum zatrudnienia i ta
ktycznej produkcji przemysłu budowlanego może przypaść np. na sierpień. Że przypuszcze
nie to nie jest całkowicie dowolną koncepcją, świadczą liczby północno amerykańskie. Pa
miętając o tych zastrzeżeniach, można jednak
że korzystać z danych o rozpoczynaniu i koń
czeniu robót budowlanych, jako z cennego materjału uzupełniającego, podobnie jak i z in
nych szeregów statystycznych, które dla po
szczególnych krajów są do rozporządzenia.
Opis zastosowanych metod
W pracy niniejszej starano się nie wpro
wadzać metod formalno-statystycznych, które nie byłyby w mniej lub więcej powszechnem zastosowaniu. Mimo to jednak w poszcze
gólnych wypadkach, gdzie samo zagadnie
nie lub podejście do niego wydawało się no
we, okazała się konieczność użycia pewnych metod, dotychczas mało lub wcale nieznanych.
Zauważyć tu trzeba, że w dziedzinie staty
styki oraz jej zastosowań do nauk społecznych i ekonomicznych istotny postęp i przysparza
nie nowych zdobyczy niekoniecznie iść musi po drodze wprowadzania nowych wzorów i symboli, niezawsze jest to nawet pożądane.
Niekażdy bowiem posiada talent i wiedzę ta
kiego Pearson a, aby stwarzać nowe ramy matematyczno - statystyczne, które objąć są zdolne dochodzenia z najrozmaitszych dzie
dzin. Przykłady zbytecznej twórczości for-
nialno - statystycznej — to chociażby powódź nowych metod badania sezonowości, jaka przed1 kilku laty zalewała literaturę amery
kańską1. W większości napotykanych w prak
tyce zagadnień można z pożytkiem zastosować metody formalno - statystyczne o charakterze ogólnym, lub też stosowane już gdzieindziej.
Tak oto w niniejszej pracy jako podstawowych narzędzi pracy używano metody t. zw. har- wardzkiej w zastosowaniu do badania sezono
wości, oraz zwykłych wzorów korelacyjnych.
Inaczej przedstawiała się kwest ja charakte
rystyki kształtu krzywych sezonowości. Do
tychczas poprzestawano przeważnie na wer- balnem ujęciu tego zagadnienia; przystępując do uchwycenia go w formie statystycznych liczb charakterystycznych, należało dopiero stworzyć formę takich liczb. Poniżej opi
sane są szczegółowo zastosowane w niniej
szej pracy metody statystyczne.
Mając surowy materjał statystyczny w po
staci danych z poszczególnych miesięcy szere
gu lat, należało przedewszystkiem wyrazić te dane w postaci jakiegoś jednego szeregu, ujmu
jącego w skrócie charakterystyczne cechy wahań sezonowych, powtarzające się z roku na rok. Innemi słowy trzeba było obliczyć układ wskaźników przeciętnej sezonowości. Do tego celu zastosowano powszechnie znaną i naogół aprobowaną me
todą stosunków ogniwowych, czyli barwa rdz- ką2 3 4, wprowadzając ewentualnie „medjanę rozszerzoną". W miarę potrzeby stosowano też poprawkę ze względu na nierówną długość miesięcy. Na tern jednakże nie poprzestano.
Starano się o wprowadzenie pewnych liczo charakterystycznych, pokrótce ujmujących specyficzne właściwości danego układu wskaź
ników przeciętnej sezonowości. Jako najważ
niejszą może z tych właściwości wzięto pod uwagę przedewszystkiem skalę wahań, za której miarę przyjęto średnie odchylenie wskaźników sezonowości od ich przeciętnej, równej oczywiście 100. W ten sposób średnie odchylenie jest równoznaczne ze wskaźnikiem zmienności' i może być między różnemi sze
regami porównywane. Inaczej miałaby się
rzecz ze wskaźnikami sezonowości bezwzględ
nych liczb bezrobotnych, które też z tego po
wodu pominięto*. Zaznaczyć należy, że w tym wypadku a nie jest miarą dyspersji, lecz skali wahań. Dyspersję normalnie pojmuje się, jako zjawisko odchylania się poszczególnych obserwacyj od centralnej tendencji, będące przedewszystkiem rezultatem działania szere
gu sił o charaterze „przypadkowym“, równo
ważących się w ogóle obserwacyj, ale nie w poszczególnych jednostkach. Oczywiście w zastosowaniu do wskaźników przeciętnej se
zonowości interpretacja taka byłaby nie na miejscu.
W zakres naszych rozważań wchodzi nato
miast dyspersja innych wielkości, a mianowicie stosunków ogniwo
wych. Jak wiadomo, w obliczeniu wskaźni
ków sezonowości metodą harwardzką wyli
czenie tych stosunków jest pierwszym etapem;
im mniejsza ich dyspersja w poszczególnych miesiącach, tern większa precyzja obliczenia.
Ze względu jednak na ogrom pracy, jakiego wymagałoby obrachowanie jakiejkolwiek mia
ry dyspersji dla 12 miesięcy uwzględnionych w każdym szeregu, poprzestano na zestawieniu graficznem (tak samo postępowali zresztą i twórcy metody harwardzkiej z Personsem na czele).
Zkolei dla charakterystyki układu, wskaź
ników przeciętnej sezonowości istotną jest rzeczą określić, jaki jest kształt krzy- w e j, utworzonej przez ten układ. Teoretycznie możnaby z pewnych względów oczekiwać, że krzywa ta zbliżona będzie do sinusoidy. Si
nusoida wzoru y — k. sin (x -}- o.) -}- c jest naj
prostszą z krzywych perjodycznych i nadiaje się doskonale do wyrażania wielu zmiennych, spotykanych w przyrodzie. Tak np. średnia temperatura w ciągu roku daje krzywą nad
zwyczaj zbliżoną do sinusoidy, tak samo śred
nia temperatura w ciągu dnia". Ponieważ przyjmuje się często, że wahania sezonowe budownictwa są uzależnione od warunków atmosferycznych, przypuścić można, że i od
nośna krzywa sezonowości w zasadzie powin-
1 Por. L. Landau. Wahania sezonowe i metodu ich mierzeniaoraz Jan Wiśniewski. Najnowsze przyczynki do mctodologji mierzenia wahań sezonowych. Ekonomista tom 1.1929, str. 120 sq.
a Opis tej metody, której autorem jest W. M. Persons, podaje m. in. L. Landau w cytowanej pracy—str. 61. Nie zamie
rzamy na tern miejscu uzasadniać walorów tej metody, która zyskała sobie w świecie praktyków statystyki dość powszechne uznanie, pragniemy tylko podkreślić różnice, jakie zachodzą pomiędzy nią a stosowaną przez prof. Herscha. Ta ostatnia metoda polega na tern, że znajduje się medjanę rozszerzoną nie stosunków ogniwowych, lecz wprost wartości zmiennej, w danym wypadku odsetka bezrobocia.
Pomijając już kwestję obliczania wskaźników sezonowości, które umożliwiają porównania między różnemi szeregami, zauważyć trzeba, że metoda Herscha prowadzi do wyeliminowania z obliczenia tych lat, gdzie nienormalny był nie przebieg ale poziom. Tak np. rok z kon- junkturalnie wysokim poziomem zatrudnienia będzie wyeliminowany, jakkolwiek przebieg zmian sezonowych mógł być jaknajnormalniejszy.
(Por. też L. Landau I. c.J. .
3 Por. np. Yul e. Wstęp do leorji statystykitłum. polskie str. 178, 4 Por. J. Wiśniewski. Ekonomista r. 1980 tom 1 str. 166.
* Por. Władysław Gorczyński. Nowe izotermy Polski» Europy / kali ziemskiej. Warszawa, 1918.
244 -TAN WIŚNIEWSKI
na być zbliżona do sinusoidy. Jako miernik dokładności, z jaką sinusoida oddaje w każ
dym poszczególnym przypadku kształt empi
rycznej krzywej wskaźników przeciętnej se- zonowości, przyjęto p gdzie a jest to średnie odchylenie wskaźników sezonowo
ści, s3 zaś średnia kwadratów różnic międlzy wskaźnikami sezonowości a wartościami, otrzy- manemi dla p odpowiednich miesięcy z rów
nania sinusoidy. Sinusoidę obliczano z nastę
pującego równania, które jest przekształce
niem podanego powyżej; y=a cos x -|- b sin x -f-100. W dogodnej do rachunków po
staci wzór na p przedstawia się jak następuje:
p2 = i o i 6 określone są przez nąstępu- jące wzory:
a — S [w cos xj, 6 —% |iv sżn x gdzie w są to wartości wskaźników prze
ciętnej sezonowości w poszczególnych miesią
cach, a x przyjmuje wartości 30°, 60", . 360° dla miesięcy od stycznia do grudnia1).
Określenie stopnia „sinusoidalności" krzy
wej wskaźników nie wyczerpuje oczywiście jeszcze zagadnienia charakterystyki jej kształ
tu. Gdy p zbliża się nieograniczenie do jedno
ści, krzywa wskaźników przeciętnej sezono
wości jest, rzecz prosta, pod względem kształ
tu scharakteryzowana w sposób jednoznacz
ny. Inaczej rzecz się przedstawia, gdy krzywa ta różni się od sinusoidy dość znacznie, wów
czas bowiem kształt jej może być najroz
maitszy. Profesor L. Hersch2 zapropono
wał wprowadzenie jako dodatkowej liczby charakterystycznej indeksu koncentracj
ß=0,69 —1 j gdzie A—toprzeciętne od
chylenie wskaźników sezonowości od przecięt
nej. Indeks ten posiada jako granice Oil, przyczem przyjmuje wartość 0, gdy koncen
tracja wahań sezonowych nie istnieje, to zna
czy, gdy dla sześciu miesięcy w roku wskaź
niki sezonowości posiadają wartość 100+C, a
dla pozostałych sześciu miesięcy 100—C;
ß =1, gdy sezonowość jest całkowicie skon
centrowana w dwóch miesiącach: w jedbym wskaźnik przybiera wartość 100+C, w drugim 100—C, w pozostałych dziesięciu zaś wskaź
niki są równe 100. Oczywiście wypadki tu opi
sane są wysoce krańcowe i w życiu praktycz- nem niespotykane. Szczególnie tyczy się to wypadku całkowitej koncentracji. Przygoto
wując pracę niniejszą, autor obliczył ß dla kil
kudziesięciu szeregów i w żadnym wypadku nie otrzymał wartości ß > 0,2. Istotnie, jeżeli nawet spotykamy w praktyce daleko posunię
tą sezonową koncentrację pewnych czynności (np. w cukrownictwie), to łatwiej wyobrazić sobie taki wypadek, że w pewnym miesiącu wskaźnik wynosi 100+llC, a w pozostałych jedenastu miesiącach 100—C, niż taką sytua
cję, jak nakreślony powyżej warunek dla ß—1.
Dla idealnej sinusoidly, gdzie przecież trudno mówić o zupełnym braku koncentracji wahań, bo maximum i minimum są wyraźnie zaznaczo
ne, ß =0,0764. Jak widzimy więc, skala wahań ß jest niezbyt trafnie oznaczona wskutek wy
soce sztucznej definicji pojęcia „zupełnej kon
centracji" wahań sezonowych, ponadto ß je
dnakowo traktuje odchylenia w dół i w górę od przeciętnej, co wynika stąd, że zarówno o jak i A obliczone są bez względu na znak odchyleń. Jednakże, przynajmniej pod naszym kątem widzenia, nie są równoważne dwa po
niższe wypadki, w których ß posiada tę samą wartość 0,041: a) w czterech miesiącach war
tość wskaźników przeciętnej sezonowości wy
nosi 100+2C, a w pozostałych ośmiu 100—C;
b) w czterech miesiącach wartość wskaźników wynosi 100—2C, a w pozostałych ośmiu 100+C. Jeżeli przypuścimy, że wskaźniki na
sze przedstawiają przebieg sezonowości za
trudnienia, to w wypadku a) maksymalne za
trudnienie trwałoby przez cztery miesiące w roku, w wypadku zaś b) przez osiem.
Z tych wszystkich względów rezygnujemy z obliczania indeksu koncentracji ß, a na jego miejsce wprowadzamy wskaźnik spła
szczenia p, obliczany według następują
cego wzoru p maximum — 100
100 — minimum Przy syme
trycznej (np. sinusoidalnej) krzywej wskaźni
ków przeciętnej sezonowości p — 1; przy
1 Zauważyć wypada, że zasadniczy wzór na (> jest to właściwie wzór na ogólny wskaźnik korelacji (zwykły spółczynnik r również daje się pod ten wzór podciągnąć), zatem w naszym wypadku przedstawia stopień krzywolinjowej korelacji między czasem
a wskaźnikami przeciętnej sezonowości.
u l. c. str. 60. Prof. Hersch proponuje jeszcze inną liczbę charakterystyczną, mianowicie, „indeks prolonga<*ji“ y — |—__ 0,4081.
spłaszczeniu części krzywej, leżącej powyżej 100, p < 1; przy spłaszczeniu części krzywej leżącej poniżej 100, p > 1, Dla zaznaczenia, że iloczyn wartości p, obliczonych dla ukła
dów wskaźników, posiadających jednako
wo wielkie, lecz przeciwnie skierowane spła
szczenie, równy jest jedności, wartości p<!l oznaczane będą w postaci ułamka właściwe
go o liczniku 1, Wskaźnik spłaszczenia nie ma za zadanie przedstawić w innej formie lub bardziej jaskrawo tego samego zjawiska, któ
re oświetla indeks koncentracji Herscha, lecz nieco inne, mianowicie kwestję symetrji dolnej i górnej części krzywej wskaźników przeciętnej sezonowości1. Teoretycznie właś
ciwszą miarą byłby tu zapewne trzeci moment lub stosunek sześciennego pierwiastka zeń do średniego odchylenia, co iednak pociągnęłoby za sobą bardzo żmudne obliczenia. Zauważyć natomiast wypada, że wyliczenie p, na któ- rem poprzestajemy, ma sens tylko wówczas, gdy krzywa wskaźników sezonowości nie jest nazbyt nieregularna.
Charakterystyka krzywych sezonowości zawiera leszcze jeden ważny moment, którego nie uwzględniają omówione do tej pory liczby charakterystyczne. Chodzi tu o symetrję poło
żenia minimum { maximum. Krzywa sezono
wości może być najzupełniej symetryczna ,,względem punktu", mimo to jednak może nie być jednakowo długi odcinek od maximum do minimum (okres sezonowego spadku) i od minimurp do maximum (okres sezonowego wzrostu). Wobec tego jako czwartą zkolei liczbę charakterystyczną wprowadzimy liczbę
miesięcy od maximum do minimum, czyli dłu
gość okresu spadku, co oznaczymy symbolem m. Określenie wartości liczbowej m ma sens tylko w tych szeregach, gdzie mi
nimum i maximum są wyraźnie i jednoznacznie zaznaczone a więc w szeregach typu S i nie
kiedy N (p. niżej).
W tern miejscu wspomnieć nawiasowo wy
pada, że istnieje krzywa o napozór nieskom- plikowanem równaniu y = a fo_^*CQSX * która przy | b | > 1 staje się krzywą perjodyczną o niejednakowej długości okresów spadku i wzro
stu. Niestety, określenie liczbowych wartości parametrów tej krzywej, którą możnaby na
zwać pseudo-sinusoidą, wymagałoby nadmier
nej pracy.
Stosownie do tych właściwości kształtu krzywych wskaźników przeciętnej sezono
wości, które określane są przez liczby charak
terystyczne p, p, m, wyróżnić możemy kilka zasadniczych typów krzywych. Oznaczymy je jak następnie: 1) typ sinosuidalny łącz
nie z pseudo^sinusoidalnym — symbol S, 2) typ spłaszczony — P; 3) stanowiący prze
ciwstawienie poprzedniego typ wierzchołko
wy IV; 4) wreszcie szeregi nieregularne, które trudno zaliczyć do któregokolwiek z poprzed
nio wymienionych typów, oznaczone będą symbolem N. Oczywiście, istnieć zawsze bę
dą postacie przejściowe, jednakże taka doko
nana zgrubsza klasyfikacja może oddać pew
ne usługi.
CZĘŚĆ I. OPIS PRZECIĘTNEJ SEZONOWOŚCI W części niniejszej podany będzie opis
przebiegu wskaźników przeciętnej sezonowo
ści oddzielnie dla każdego kraju, w tern opra
cowaniu uwzględnionego, następnie zaś zesta
wione będą porównywalne szeregi z poszcze
gólnych krajów. Opisane będą zarówno szere
gi zasadnicze (zatrudnienie), jak i zastępcze oraz uzupełniające (przewozy, kontrakty it.p.).
Ponadto dla każdego kraju podany będzie ogólny opis sezonowości budownictwa, jaki można przez zestawienie różnych szeregów otrzymać, wraz z krytyką materjału staty
stycznego.
Uwzględniono następujące kraje:
Ameryka: Stany Zjednoczone i Kanada,
Oceanja: Nowa Zelandja,
TT ,®'urpPa: Niemcy, Wielka Brytanja, Belgja, Holandja, Danja, Norwegia, Szwecja i Polska, a więc ogółem jedenaście krajów, w tern trzy pozaeuropejskie. Dla innych krajów w do
stępnych publikacjach statystycznych odpo
wiednich materjałów nie znaleziono. W szcze
gólności dla Włoch i Austrji publikowane są liczby bezwzględne bezrobotnych w przemy
śle budowlanym, lecz, jak to wyjaśniono na str. 242, nie można ich było użyć jako suragatu danych o zatrudnieniu. W ogólności dla wszystkich krajów uwzględnionych istnieją pewne przynajmniej ułamkowe dane o za
trudnieniu robotników w przemyśle budo
wlanym.
1 Z punktu widzenia ściśle geometrycznego chodzi tu o symetrję „względem punktu".
246 ■TAN WIŚNIEWSKI
Stany Zjednoczone Inaczej przedstawia się sezonowość fak
tycznie wykonywanych robót. O ile sądzić Źródła statystycznych danych, odnoszą- można o tern na podstawie tych niejednorod- cych się do budownictwa w Stanach Zjedno- nych i fragmentarycznych danych, jakiem! roz- czonych Ameryki Północnej, mają w znacznej porządzamy, minimum zatrudnienia (i faktycz- mierze odmienny charakter1, niż odpowiednie nej produkcji przemysłu budowlanego! przy- źródła w krajach europejskich. Zasadniczym pada na koniec zimy (styczeń — marzec), ma- punktem jest tu brak danych z zakre- ximum na koniec lata (sierpień — wrzesień), su statystyki pracy, a mianowicie danych W ten sposób krzywa sezonowości zatrudnie- 0 zatrudnieniu i bezrobociu. W tym zakresie nia wykazuje przynajmniej jednomiesięczny posiadają Stany Zjednoczone tylko ułamkowe Jag" (opóźnienie) w stosunku do krzywej dane, zestawiane przez rządy stanowe przeciętnej temperatury, nie różniąc się szcze- (Wisconsin, Ohio), na szeroką skalę zbierane, golnie od podobnych krzywych dla krajów lecz posiadające charakter dorywczego oprą- europejskich o zbliżonych warunkach klima- cowania liczby komisji Hoovera, wreszcie naj- tycznych (p. niżej). Skala wahań jest dosyć świeższej daty, parę lat zaledwie obejmujące znaczna, kształt krzywej sezonowości zatru- zestawienia American Federation of Labor, dnienia wyraźnie sinusoidalny, o nieco krót- W sensie dodatnim natomiast specyficzną ce- szym okresie spadku niż wzrostu.
chą statystyki amerykańskiej jest istnienie opracowań prywatnych wprawdzie, jednakże obejmujących bardzo szeroki zakres, a miano
wicie danych o zezwoleniach na budowę 1 kontraktach, zawartych z przedsiębiorcami (building permits •— building contracts awar
ded). W ten sposób w Stanach Zjednoczonych najlepiej oświetlona jest kwestja przygotowy
wania i rozpoczynania robót budowlanych.
Poza temi danemi udało się w pracy niniej
szej, na podstawie źródeł urzędowych i pół- urzędowych, zestawić i opracować dość ob
szerną statystykę zbytu (ściślej: wysyłki) nie
których materjałów budowlanych2.
Rozpoczynanie nowych robót budowla
nych odbywa się w Stanach Zjednoczonych
najintensywniej w drugim kwartale roku, jak nych. Czynności wykończeniowe i instalacyj- tego dowodzą liczby zezwoleń i kontraktów, ne (zakładanie wodociągów i kanalizacji, Szeregi te, naogół bardzo do siebie zbliżone, elektryczności, centralnego ogrzewania i t. d.l posiadają minimum w styczniu, jednak wzrost przesunięte są dalej, tak iż maximum wypada przygotowań do budownictwa jest tak szyb- w październiku, albo jeszcze później, oraz ki, że już w marcu zostaje przekroczona prze- ujawniają znacznie mniejszą skalę wahań, ciętna roczna, a w kwietniu osiągnięte ma- Opieramy się tu znów na danych o zatrudnie- ximum. Widzimy więc, że okres wzrostu tych niu, o sprzedaży detalicznej materjałów dekar- szeregów statystycznych jest bardzo krótki skich i o wysyłce klepki podłogowej. Odręb- (m = 9); spadek zato odbywa się łagodniej; ne jest położenie malarstwa, które według w ciągu całego lata jeszcze obserwujemy sto- jednych źródeł posiada podwójne maximum, sunkowo znaczne wartości sezonowe zezwo- według innych zaś (Watkins) po maximum na leń i kontraktów. W końcu lata i na początku początku lata przez czas dłuższy potem za- jesieni istnieje nawet pewne wtórne maximum chowuje poziom nieco niższy, ale wciąż wyso- kontraktów na roboty przy budowlach mie- ki w stosunku do przeciętnej rocznej. Pocho-
szkalnych. dzi to zapewne stąd, że w Stanach Zjednoczo-
1 Już po oddaniu do druku niniejszej pracy ukazała się książka Simona Kuznets a p. t. Seasonal variations in indu
stry and trade New-York 1933. Zawarty w niej niezwykle obfity materjał statystyczny, odnoszący się do budownictwa, nie mógł już być wykorzystany, jednakże uwzględnienie jego nie spowodowałoby prawdopodobnie zmian w ogólnym opisie sezonowości budownictwa w U.S.X.
2 W pracy niniejszej w porównaniu do innych krajów Stany Zjednoczone są reprezentowane przez niestosunkowo znaczną liczbę szeregów, co wypływa z dwóch przyczyn: 1) brak jest statystyk o charakterze syntetycznym, skutkiem czego trzeba się posługiwać danemi cząstkowemi; 2) podczas pobytu w Ameryce autor miał ułatwiony dostęp do tamtejszych materjałów statystycznych. Badania autora niniejszej pracy prowadzone były najzupełniej niezależnie od S. Kuznetsa, któremu przysługuje chronologiczne pierwszeństwo opublikowania drukiem rezultatów swych badań.
Dzięki istnieniu danych o zatrudnieniu wśród różnych grup zawodowych robotników budowlanych oraz o zbycie rozmaitych rodza
jów materjałów można zanalizować sezono
wość poszczególnych kategoryj robót budo
wlanych. Najważniejsze roboty, przy których zatrudnieni są głównie murarze i cieśle, z ma
terjałów zaś używane są: cement, cegła, stal i drewno, mają przebieg sezonowości taki sam mniejwięcej, jak to nakreśliliśmy powy
żej, gdyż roboty te stanowią główny kontyn
gent całości. Świadczą o tern dane o zatrud
nieniu w poszczególnych grupach zawpdo- wych, o sprzedaży detalicznej w r. 1922 oraz o wysyłce materjałów budowlanych " (miano
wicie cementu i stali) z zakładów produkcyj-
nych poważną rolę odgrywa odmalowywanie na wiosnę starych domów (szczytowy poziom w maju i czerwcu), nowe zaś domy malowa
ne są później.
Co się tyczy niektórych materiałów bu
dowlanych, głównie drzewnych, istnieje pewna sprzeczność między danemi pracy Seasonal operation o sezonowości sprzedaży detalicznej a naszemi obliczeniami przeciętnej sezonowo
ści wysyłki z zakładów produkcyjnych. Mia
nowicie dane o sprzedaży detalicznej posia
dają znacznie mniejszą skalę wahań i nie ujawniają wtórnego maximum. Widocznie w Stanach Zjednoczonych, wskutek ogromnej rozciągłości geograficznej kraju oraz koncen
tracji produkcji względnie przerobu drew
na w pewnych okolicach, składy materjałów budowlanych zmuszone są czynić poważne za
pasy; przy końcu lata składnicy dopełniają swoje zapasy, co może spowodować wtórne maximum w zbycie producentów. Część zatem sezonowości faktycznego zużycia materjałów budowlanych skompensowana jest przez wa
hania zapasów u kupców i nie dociera do pro
ducentów. W zbycie cementu bowiem, gdzie robienie większych zapasów jest niemożliwe, rozbieżności między wysyłką z fabryk a zby
tem u detailstów nie spostrzegamy.
Zatrudnienie w Wisconsin
Źródło: Wisconsin Labor Market, stanowe wydawnictwo urzędowe- Dane wyra
żają przeciętną liczbę robotników, zatrudnio
nych w budownictwie w ciągu miesiąca. Okres uwzględniony: 1.1932 — XI. 1929. Obróbka metodą harwardzką z zastosowaniem medja- ny rozszerzonej. Dyspersja stosunków ogniwo
wych jest dosyć znaczna, co wypływa po- części z niezbyt wielkich absolutnych liczb robotników zatrudnionych (przeważnie od 3 do 4 tysięcy). Wskutek tego wskaźniki prze
ciętnych wahań sezonowych mogą być nie
zbyt reprezentatywne. Mimo to przebieg krzywej tych wskaźników jest bardzo regu
larny. Skala wahań jest dość znaczna: o = 18,79, Minimum przypada na marzec z pozio
mem 69,7, maximum zaś na wrzesień z pozio
mem 124,5. Przebieg krzywej wskaźników
przeciętnej sezonowości zbliżony jest do ideal
nej sinusoidy, o czem świadczy p = 0,980.
p = 1/1,24; m = 6. Typ S.
Zatrudnienie w Wisconsin L'emploi dc la main — a'oeuore dans le Wisconsin
A — zatrudnienie w Wisconsin B — % bezrobotnych w A. F. of L.
A — Vemploi de la main - d’oeuvre dans le Wisconsin B — 7o des chómeurs a A, F, of L.
Procent bezrobotnych w związkach zawodowych Dane surowe, drukowane w Monthly Unemployment Report, wydawa
nym przez American Federation of Labor, wy
rażają procent bezrobotnych w przemyśle bu
dowlanym („all building trades") i obejmują okres stosunkowo krótki, bo tylko od I. 1928 do I. 1932. Aby wyzyskać wszelkie materjały posiadane, wyliczono i tutaj wskaźniki sezo
nowości, jednakże odrazu trzeba powiedzieć, że nie wydają się one dostatecznie reprezen
tatywne, przedewszystkiem ze względu na stosunkowo znaczną dyspersję stosunków ogniwowych. Zjawisko to uwydatnia się spe
cjalnie w drugiej połowie roku, co naogół wśród szeregów zatrudnienia i bezrobocia rzadko się spotyka. Skala wahań wskaźni
ków sezonowości jest mała, a — 6,94. Naj
niższy punkt 1 zaobserwować można w lu- U rn (przypuszczalnie dane odnoszą się do średniej z miesiąca, gdyż w tablicach nie znaj
dujemy żadnych wzmianek, czy liczby stosują się do stanu z końca lub z początku miesiąca), z poziomem 87,6, Wyraźny wzrost trwa do czerwca, gdzie osiągnięty zostaje poziom ma
ksymalny — 107,2. Potem przez kilka miesię
cy wskaźniki oscylują na nieco niższym pozio
mie, ale jeszcze listopad wykazuje wartość 104,6. Główny spadek odbywa się w ciągu
Stosunki ogniwowe obliczono nie dla procentów bezrobotnych, lecz dla ich dopełnień do 100, to jest dla hipotetycznych pro
centów zatrudnionych. Skutkiem tego otrzymane wskaźniki przeciętnej sezonowości nie obrazują wahań bezrobocia lecz zatrudnienia. Po
równaj artykuł p. t. Eliminowanie sezonowości z odsetka bezrobocia przez Jana Wiśniewskiego i Michała Kaleckiego, Kon- junktura Gospodarcza r. 1931 Nr. 3 str. 82—83.
Uwaga. Wszystkie wykresy w części I niniejszej pracy przedstawiają przebieg wskaźników przeciętnej sezonowości w obrębie roku. Kwartały oddzielone są cienkiemi linjami piooowemi.
Note. Les diagrammes dans le pre ent ouvrage represented revolution des nombres - indices de la saisonnalile moyenne dans le» limites de l’annee. Les trimestres sont separe» par jes |jgnes mjnce5.
248 JAN WIŚNIEWSKI
dwóch następnych miesięcy. W związku ze spłaszczeniem krzywej wskaźników przecięt
nej sezonowości wartość p dla tego szeregu jest stosunkowo niewielka = 0,830. p =1/1,72.
Typ P.
Pozwolenia na budowę
Źródłem danych surowych jest znana agencja statystyczna Bradstreela, Dane te opracowane zostały przez współpracownika naukowego Harvard Economic Society W.
Floyd Max Weila1. Dane pierwiastko
we wyrażone są w dolarach i obejmują 215 miast Stanów Zjednoczonych, przyczem obli
czone są też wskaźniki po wyłączeniu Nowe
go Jorku. Okres uwzględniony: III.1920 — 11.1931. Obróbka przeprowadzona była meto
dą harwardzką, przyczem dane były wpierw sprowadzone do przeciętnych na jeden dzień roboczy. Wpływ wahań kosztów budowy nie był eliminowany, autor bowiem uważa, iż nie istnieje obecnie żaden wskaźnik, któryby w zu
pełności odpowiadał wymaganiom, stawianym przy tego rodzaju obliczeniach, konstrukcja zaś takiego wskaźnika napotkałaby na wiel
kie trudności. W szczególności trzeba pamię
tać, że w związku z wahaniami konjunkturv zmienia się skład budowli, np. w pewnych okresach zwiększa się procent gmachów pu
blicznych. Pozatem podczas depresji zwiększa się wydajność pracy robotników, a przedsię
biorcy skłonni są podejmować się robót po
niżej ustalonych cenników, wobec czego ofi
cjalnie publikowane stawki cen i płac mogą wprowadzać w błąd. Nie kwestionując słusz
ności tych uwag, nie możemy się jednak zgo
dzić bez zastrzeżeń z konkluzją Max wella.
W pewnych okresach wpływ zmian cen na sumę wartości zamierzonych robót budowla
nych może się okazać dość silny2, aby spowo
dować powstanie w ostatecznych wskaźnikach większych błędów, niż te, jakie mogłyby wy
niknąć z zastosowania niedostatecznie dosko
nałego wskaźnika kosztów budowy. Danvch o dyspersji stosunków ogniwowych nie opubli
kowano. Minimum wskaźników przeciętnej se
zonowości przypada na styczeń (74, a dla miast poza Nowym Yorkiem 70). Po kilku miesiącach szybkiego wzrostu notujemy ma
ximum w kwietniu (125, 124), poczem nastę
puje stopniowy, acz nieprzerwany spadek.
Tylko w sierpniu, wrześniu i październiku można zauważyć zwolnienie spadku. Skala
wahań mierzy się wartościami o= 14,42 i 14,32. p = 0,834 i 0,794; m w obu wypad
kach 9. p = 1/1,04 i 1/1,25, Typ N.
Pozwolenia na budowę — Permls de construction
A — ogółem, B — poza Nowym Yorkiem A — total, B — en dehors de New York
Kontrakty na roboty budowlane
Źródłem danych surowych są zestawienia prywatnej agencji statystycznej F. W.
Dodge, opracowane również przez W. F.
Maxwell a. Metodę opracowania zastoso
wano tę samą, co w poprzednim szeregu. Da
ne wyrażone są w dolarach i obejmują:
w okresie od 11.1919 do 1.1925 r. 27 stanów północno-wschodnich, od 11.1925 do 11.1931 — 37 stanów wschodnich. Osobno obliczono wskaźniki sezonowości dla budynków mie
szkalnych, oparte na danych z 27 stanów pół
nocno - wschodnich, w okresie II. 1920 — I.
1926 i na danych z 37 stanów wschodnich od II. 1926 do I. 1930.
Skala wahań jest dosyć znaczna: a wy
nosi dla całości 15,52, dla budynków mie
szkalnych 14,66. Minimum wynosi dla wszel
kich budynków 74 i przypada na styczeń, po
czerń następuje silny wzrost do kwietnia (124).
Przez pozostałą część roku wskaźniki po
woli, lecz stale spadają, z pewnem tylko za
trzymaniem we wrześniu. Zgoła inaczej przed
stawia się krzywa wskaźników sezonowości dla budynków mieszkalnych. Minimum przy
pada wprawdzie również na styczeń (75), a maximum na kwiecień (130), jednakże wystę
puje tu silne zjawisko wtórnego maximum. W lipcu mamy bowiem poziom 92, a w październi
ku i listopadzie po 100. W związku z tern p wy
nosi dla wszystkich budynków 0,901, a dla mieszkalnych tylko 0,587. m w obu wypad
kach = 9, p — 1/1,08 i 1,20. Typ N.
1 Review of Economic Statistics May, 1981, str. 68—75.
3 Tembardziej, że zmiany kosztów budowy mogą się odbywać sezonowo, ob. wyżej.
Kontrakty na roboty budowlane — Contrats de travaux de bailment
A — ogółem, B — budowle mieszkalne A — total, B — bailments d'habitation
Zaznaczyć trzeba, że Maxwell nie skonstatował w szeregu omawianym tutaj zmienności wahań sezonowych. Mowa, oczy
wiście, o zmienności systematycznej, podąża
jącej w określonym kierunku, a nie o niere
gularnych odchyleniach z roku na rok. Na innem stanowisku stanęli pracownicy nauko
wi Federal Reserve Board'u, W Thomas i A, Joy w rozpowszechnionem na prawach rękopisu opracowaniu p. t. Seasonal variation in production. Opracowując szereg kontrak
tów budowlanych metodą stosunków do śre
dniej ruchomej w okresie 1913 — 1927, stwier
dzili oni bardzo wydatne zmiany, zachodzące w krzywej sezonowości z roku na rok.
W uwzględnionych przez Maxwella latach zmiany sezonowości skierowane były przede- wszystkiem ku zmniejszeniu skali wahań w obrębie roku. Zwiększała się natomiast ten
dencja ku występowaniu wtórnego maximum w drugiej połowie lata. Powyższe dane poda
jemy, oczywiście, na odpowiedzialność auto
rów. W każdym razie rozbieżność zdań kom
petentnych bez wątpienia badaczy, jak Max
well z jednej, a Thomas i Miss Joy z dru
giej strony, jest dowodem, że stwierdzenie istnienia systematycznej zmienności w waha
niach sezonowych jest w znacznej mierze kwestją subjektywną.
Zbyt materjalów budowlanych
Omówione szczegółowo w niniejszej gru
pie szeregi obrazują naogół zbyt ma
teriałów budowlanych, uchwycony w momen
cie opuszczania przez nie zakładów produk
cyjnych, względnie magazynów producenta, a więc t. zw. wysyłkę. Źródłem danych są przeważnie organizacje producentów, w poje- dyńczych wypadkach — statystyki federalne.
Pod względem obróbki rachunkowej wszyst
kie szeregi traktowane były jednakowo, mia
nowicie obliczenie wskaźników przeciętnej sezonowości przeprowadzono metodą har- wardzką z zastosowaniem, w miarę moż
ności, medjany rozszerzonej. W niektórych szeregach zastosowano również specjalną ko- rektywę ze względu na nierówną długość mie
sięcy w roku. Tak więc, jeżeli chodzi o stro
nę arytmetyczną, wyniki otrzymane w po
szczególnych szeregach można uważać za po
równywalne. Gorzej natomiast przedstawia się jednolitość poszczególnych szeregów, gdy chodzi o okres czasu, służący za podstawę obliczeń. Zamiarem autora było przyjąć wszę
dzie jednolicie okres styczeń 1920 — styczeń 1929, w większości wypadków było to je
dnak niemożliwe z powodu braku odpowied
nich źródłowych danych statystycznych. Z wy
jątkiem przewozów produktów leśnych dane oryginalne zaczerpnięto z Survey of Current Business, federalnego wydawnictwa oficjal
nego.
Zbadane szeregi podzielić można prima facie na dwie grupy: 1) wysyłka materjalów budowlanych mineralnych łącznie ze stalą i 2) wysyłka materjalów budowlanych drzew
nych. W tej grupie odrębne stanowisko zaj
mują przewozy kolejowe produktów leśnych, a to ze względu na odmienne ujęcie masy sta
tystycznej (p. niżej opis szczegółowy).
Przeprowadzony powyżej podział nie da się w całości zachować, jeżeli mowa o cha
rakterystyce przebiegu wskaźników przecięt
nej sezonowości. Krzywa ich najregularniej przebiega dla wysyłki cementu, charakte
rystyczne jest p.rzytem to, że spadek jest znacznie bardziej stromy, niż wzrost. Krzywa stali jest nieco podobna do krzywej cementu, jednakże jest mniej regularna i wykazuje mniejszą skalę wahań. Krzywa wysyłki cegły różni się od 2-ch poprzednich przedewszyst- kiem tern, że wzrost odbywa się tam bardziej raptownie niż spadek oraz że absolutne maxi
mum przypada na pierwsze półrocze, a nie na drugie. Ponadto ujawnia się tendencja do utworzenia wtórnego1 maximum-
Wśród wysyłki materjalów drzewnych ten
dencja ta ujawnia się z różną siłą, zależnie od szeregu, wszędzie jednak w pewnym sto
pniu występuje. Pod innemi względami szere
gi te różnią się pomiędzy sobą dość znacznie, zarówno co do regularności przebiegu, jak i co do amplitudy wahań, Wspólny jest nato
miast punkt, na który przypada minimum, a mianowicie grudzień (wśród materjalów mi
neralnych — styczeń).
250 JAN WIŚNIEWSKI
Większość szeregów wysyłki materjałów budowlanych zaliczono do typu N, w związ
ku z czem niejednokrotnie nie dało się okre
ślić wartości m i p.
Wysyłka stali budowlanej. We
dług danych Bureau of the Census. Dane wy
rażone są w procentach zdolności wytwórczej.
Okres objęty: I. 1924 — 1.1929. Dyspersja sto
sunków ogniwowych jest niejednakowa w różnych miesiącach. Największa jest w lutym i marcu, pozatem jest niezbyt znaczna.
Amplituda wahań wskaźników przeciętnej se
zonowości jest stosunkowo niewielka, na co wskazuje wartość 0 = 9,61. Minimum przy
pada na styczeń (82,3), poczem silniejszy wzrost następuje dopiero w marcu. Od czerw
ca do października poziom jest niemal nie
zmieniony, wahając się w granicach 108,5 —■
110,7. Dopiero w listopadzie obserwujemy ostry spadek, p — 0,937. p = 1/1,65. Typ P.
Wysyłka — Expedition
A — cegły, B — stali budowlanej A — briques, B — d'acier de construction
Wysyłka cementu. Dane surowe, zestawione przez Bureau of Mines, obrazują całkowitą wysyłkę cementu portlandzkiego z fabryk, położonych na terenie Stanów Zjed
noczonych (w tysiącach beczek). Okres obję
ty: I. 1921 — I. 1929. Otrzymane wskaźniki uważać można za dostatecznie reprezentatyw
ne z uwagi na stosunkowo małą dyspersję stosunków ogniwowych w poszczególnych miesiącach. Największą dyspersję wykazuje marzec. Skala wahań jest b. znaczna, o =35,28.
Najniższy poziom wskaźników przeciętnej se
zonowości przypada na styczeń (42,6), następ
nie podnosi się bardzo regularnie aż do sierp
nia (139,4) z małą tylko zniżką w lipcu, którą, być może, przypisać trzeba wpływowi amery
kańskiego święta narodowego. We wrześniu i październiku mamy lekki spadek, przecho
dzący następnie w ostrą zniżkę, ogólnie prze
bieg krzywej wskaźników przeciętnej sezo
nowości jest bardzo równy i regularny, jed
nakże krzywa ta nie jest symetryczna, gdyż m = 5, p przyjmuje atoli wartość bliską 1 a mianowicie 0,950. p = 1/1,46. Typ S,
Wysyłka cementu — Expedition de cimcnt
Wysyłka cegły. Dane oryginalne, zbierane przez Common Brick Manufacturers!' Association of America, obejmują około 30%
wysyłki z cegielń. Wyrażone są w tysiącach sztuk. Okres objęty I. 1924 — I. 1929. Mimo krótkości tego okresu otrzymane wskaźniki przeciętnej sezonowości wydają się dość re
prezentatywne, gdyż stosunki ogniwowe — z nielicznemi wyjątkami — układają się raczej prawidłowo; największą dyspersję wykazują miesiące luty i marzec. Skala wahań wskaź
ników przeciętnej sezonowości jest mniejsza niż w wysyłce cementu: a= 17,44. Minimum przypada na styczeń z poziomem 64,8. Na
stępne miesiące dają raptowny wzrost — ma
ximum jest w kwietniu (127,9). Powolny spa
dek trwa aż do września (90,2). Wtórne ma
ximum obserwujemy w październiku (99,4); w listopadzie wartość wskaźnika jest jeszcze dosyć wysoka (95,6), poczem następuje szyb
kie obniżanie się. W związku z nieregularno- ścią krzywej wskaźników sezonowości pozo
staje niska wartość indeksu korelacji a = 0,519. p = 1/1,42. Typ N.
Ładunki kolejowe produktów leśnych. Źródło: archiwum Harvard Eco
nomic Society. Dane wyrażają liczbę wagonów kolejowych, ładowanych produktami leśnemi, t. zn. drewnem obrobionem, przeciętnie na jeden dzień roboczy. Okres uwzględniony:
H. 1920 — I. 1929. Dyspersja stosunków ogni
wowych jest bardzo mała, co w połączeniu z dość znaczną długością okresu służącego za podstawę obliczeń sprawia, że otrzymane wskaźniki przeciętnej sezonowości uznać na
leży za wysoce reprezentatywne. Skala ich wahań jest mała: o — 5,46, lecz przebieg nie
regularny. Minimum przypada tutaj na gru
dzień (86,2), poczem następuje dość silny wzrost w styczniu i lutym do najwyższego po
ziomu 106,4. Do czerwca mamy wahania w niewielkich granicach, zaś w lipcu wyraźny spadek (95,4). Od sierpnia do listopada wre
szcie następują znowu niewielkie oscylacje.
Rzeczą naturalną jest, że indeks korelacji jest co do wartości liczbowej niski p — 0,526.
Typ N.
Ładunki kolejowe materjałów leśnych Chargements ferroviaires de materiaux forestiers
Wysyłka drewna sosny połud
niowej. Według danych Southern Pine Association, które wyrażają wysyłkę z tarta
ków obrobionego drewna sosny południowej i otrzymane są taką samą metodą, jak liczby wysyłki jodły Douglasa (p. niżej). Okres obję
ty: I. 1921 — I, 1929. Dyspersja stosunków ogniwowych jest przeważnie znaczna, skala wahań wskaźników sezonowości natomiast mała o— 5,78. W przebiegu tych wskaźni
ków możemy wyróżnić dwa okresy zbytu. Mi
nimum bezwzględne przypada na grudzień z poziomem 86,1, maximum zaś na maj (109,1), przyczem wzrost pomiędzy temi dwoma punk
tami odbywa się w sposób stopniowy i łagod
ny. W lipcu mamy wtórne minimum 98,0, w pozostałych zaś miesiącach roku (sierpień — listopad) zachodzą tylko niewielkie oscylacje, jednak powyżej 100. p = 0,589. p = 1/1,52.
Typ N.
Wysyłka drewna — Expedition de matieres llgneuses
A — sosny południowej, B — jodły Douglasa A — pin du Midi, B — sapin Douglas
Wysyłka drewna jodły Dou
glasa. Według danych West Coast Lum
bermens' Association. Liczby wyrażają wy
syłkę obrobionego drewna jodły Douglasa, otrzymane są jednak nie bezpośrednio, lecz przez zastosowanie otrzymanego drogą ankie
ty przeciętnego procentowego stosunku wy
siłki do normalnej produkcji. Okres objęty:
I. 1920 — I. 1929. Z wyjątkiem niektórych miesięcy (lipiec, listopad) dyspersja stosunków ogniwowych jest raczej znaczna, natomiast skala wahań otrzymanych wskaźników prze
ciętnej sezonowości niewielka: o = 8,77. Mi
nimum przypada na styczeń z poziomem 84,2, poczem następuje wzrost aż do czerwcowego maximum (113,3), wprawdzie z przejściowem załamaniem w marcu. W lipcu obserwujemy raptowny spadek do 93,6, w następnych zaś miesiącach powtórne podniesienie się, jednak już do znacznie niższego poziomu. Drugorzęd
ne maximum, przypadające na wrzesień, wy
nosi 104,9. p = 0,697. p = 1/1,18. Typ N.
Wysyłka drewna sosny za
chodniej. Według danych Western Pine Manufacturers' Association. Liczby wyraża
ją wysyłkę z tartaków obrobionego drewna sosny zachodniej i otrzymane są taką samą metodą, jak liczby wysyłki jodły Douglasa.
Okres objęty: I. 1920 — I. 1928. Dyspersja stosunków ogniwowych jest naogół znaczna, również i skala wahań wskaźników przecięt
nej sezonowości: o = 10,66. Krzywa tych wskaźników ujawnia dwa maxima, jednakże wyższe jest maximum drugie a nie pierwsze w przeciwstawieniu do innych szeregów. Mi
nimum absolutne przypada na grudzień (80,3), ale dopiero luty przynosi wyraźny wzrost, trwający aż do kwietnia (107,0). Maj i czer
wiec wykazują niewielkie odchylenia, nato
miast w lipcu obserwujemy wtórne minimum 100,3, z którego krzywa podnosi się zaraz do maximum bezwzględnego (sierpień — 114,6).
Końcowe miesiące roku wykazują stopniowy i równomierny spadek. Indeks korelacji jest
