![Астрологический портал Astro Way](https://astroway.info/wp-content/uploads/2019/01/AstroWayLogo-300x300.png "Астрологический портал \")
Глава VI Так, в годы максимума солнцедеятельности - 1883 - 1885, когда S = 63-52, мы имеем наиболее высокие циф- ры заболеваемости, которые постепенно уменьшаются к периоду минимума солнцедеятельности. Тот же ма- териал говорит о повышениях заболеваемости возврат- ным тифом в России в периоды 1906-1909 гг.- в эпо- ху максимальной деятельности Солнца (1905-1907 гг.) и в последующую эпоху максимума (1917-1918 гг.). Промежуточные эпохи минимумов солнцедеятельности (1900-1902 и 1913 гг.) дают минимум заболеваний. Собранные данные представлены в табл. 15. Необходимо заметить, что статистика возвратного тифа с 1883 г. по всей России не отличается все-таки необходимой точностью и однообразностью: в истекшем столетии ряд губерний не имел еще медицинской ста- тистики, в других губерниях она собиралась недоста- точно бережливо или с большими промежутками. Учесть и выделить все данные факторы по всей Европейской России с 1883 г. не представляется возможным. Мы приведем лишь диаграмму заболеваемости с 1899 по 1925 г. За этот срок цифры достоверны (рис. 44). Поэтому для дальнейшей обработки была принята статистика заболеваемости возвратным тифом по горо- ду Москве с 1883 по 1918 г. как наиболее точная из всех существующих. После нанесения цифровых данных на систему координат представилась возможность сли- чения полученной кривой с синхроничною ей кривою солнцедеятельности. Тут впервые была обнаружена за- мечательная закономерность в ходе этих двух кривых (рис. 45). Так, подъемам одной соответствуют во времени подъемы другой; их падения также происходят синхрон- но. Сей параллелизм в ходе кривых говорит об извес- тной связи между ними. В целях установления тесноты этой связи и ее количественной оценки было решено прибегнуть к одному из методов математической ста- тистики - методу корреляции. Дабы элиминировать выступы и зигзаги наших рядов и тем устранить мелкие и случайные колебания, было произведено сглаживание рядов по трем точкам по формуле невзвешенной скользящей средней: Волны эпидемических, катастроф 161 11-105 где hi - член сглаж енног о ряда, а, - член эмпир ическ ого ряда. В резуль тате были получ ены сглаж енные ряды, состо ящие из сколь зящих средн их (табл. 16 и 17). Как извест но, для предо твращ ения искаж ения коэф- фицие нта корре ляции необх одимо исклю чить уровн и на- ших эмпир ическ их рядов и затем уже иссле довать кор- реляц ию откло нений от уровн я. Рис. 4 4. Заболе ваемос ть возвра тным тифом в России и СССР с 1899 по 1925 г. (сплош ная кривая) и на Украин е (пункт ир) на 10 000 населен ия (по Добрей церу). Нижня я кривая - деятел ьность Солнца 162 Глава VI Уровень солнцедеятельности легко определить из не- посредственного рассмотрения графика; уровень, оче- видно, будет параллелен оси абсцисс, поскольку он не Рис. 4 5. Верхние кривые - заболеваемость возвратным тифом в Москве с 1883 по 1918 г.: эмпирический ряд, -.-.-. сглаженный ряд по трем точкам. выровненный по параболе 4-го порядка. Нижние кривые - пятчообразовательная деятельность Солнца: эмпирический ряд. .- .- .- сглаженный ряд. 163 заключает в себе уровня динамического ряда, колеблясь около постоянной величины (37,9), т. е. средней арифме- тического ряда. Так как уровень возвратного тифа непосредственно из диаграммы не определяется, пришлось прибегнуть к аналитическому выравниванию. Выравнивание эмпирического ряда возвратного тифа было произведено нами по параболе четвертого порядка. В качестве критерия пригодности данной параболы слу- жат обычно суммы квадратов разностей между значе- ниями эмпирического и выравненного ряда, причем это проверяется также и кумуляцией (последовательным суммированием) отклонений от уровня. Весьма прихот- ливый рисунок рядов возвратного тифа не позволяет воспользоваться для уровня параболами низших степе- ней, как, например, параболой 1-го или 2-го порядка. Здесь необходима большая степень свободы аналитиче- ской кривой, которая могла бы выделить из ряда те долговременные колебания в движении эпидемии, кото- рые отнюдь не связаны с ходом солнечных процессов, а определяются иными причинами. Характер ряда - резкие подъемы в начале и конце, а также некоторое усиление к середине - вынуждает пользоваться именно параболой 4-го порядка, которая в состоянии следовать столь сложным изгибам. Параболическое выравнивание сводится по существу к определению параметров параболы а0, аг, а2,...атш Как показывает опыт, во многих случаях, когда необходимо отделить закономерное движение явления, представляемого статистическим рядом, от его хаоти- ческих колебаний, благодаря действию случайных при- чин, так называемое параболическое интерполирование (т. е. выравнивание статистического ряда посредством параболических кривых) дает хороший результат. Мы воспользовались способом, изложенным В. Хотимским, поскольку он, в отличие от традиционного способа "нормальных уравнений" дает значительное сокращение вычислительной работы и имеет целый ряд других весьма важных преимуществ. Общий вид параболы, в соответствии с которой, как мы полагаем, происходит изменение уровня статистического ряда таков: 164 Таб. и ц а 16 Mi Год Солнеч- Сглажен. Oik-лоне- Отклонения, ные х по трем ния х-V сглаженные пятна точкам по трем точкам 1 2 3 4 5 6 1 1883 63,7 + 25,8 2 1884 63,5 60,0 + 25,6 + 21,9 3 1885 52,2 47,0 + 14,3 + 9,1 4 1886 25,4 30,2 - 12,5 - 7,7 5 1887 13,1 15,1 -24,8 -22,8 6 1888 6,8 8,7 -31,1 -29,2 7 1889 6,3 6,7 -31,6 -31,2 8 1890 7,1 16,3 -30,8 -21,6 9 1891 35,6 38,6 - 2,3 + 0,7 10 1892 73,0 64,5 + 35,1 + 26,6 11 1893 84,9 78,6 + 47,0 + 40,7 12 1894 78,0 75,6 + 40,1 + 37,7 13 1895 64,0 61,3 + 26,1 + 23,4 14 1896 41,8 44,0 + 3,9 + 6,1 15 1897 26,2 31,6 -11,7 - 6,3 16 1898 26,7 21,7 -11,2 -16,2 17 1899 12,1 16,1 -25,8 -21,8 18 1900 9,5 8,1 -28,4 -29,8 19 1901 2,7 5,7 -35,2 -32,2 20 1902 5,0 10,7 -32,9 -27,2 21 1903 24,4 23,8 -13,5 -14,1 22 1904 42,0 43,3 + 4,1 + 5,4 23 1905 63,5 53,1 + 25,6 + 15,2 24 1906 53,8 59,8 + 15,9 + 21,9 25 1907 62,0 54,8 + 24,1 + 16,9 26 1908 48,5 51,5 + 10,6 + 13,6 27 1909 43,9 37,0 + 6,0 - 0,9 28 1910 18,6 22,7 -19,3 -15,2 29 1911 5,7 9,3 -32,2 -28,6 30 1912 3,6 7,8 -34,3 -34,3 31 1913 1,4 4,9 -36,5 -33,0 32 1914 9,6 19,5 -28,3 -18,4 33 1915 47,4 38,0 + 9,5 + 0,1 34 1916 57,1 69,5 + 19,2 + 31,6 35 1917 103,9 80,5 + 66,0 + 42,6 36 1918 80,6 + 42,7 Та 6л и ца 17 м Год Воз- Сглажен. Теорет. у у-ь Отклоне- врати. у по трем (парабола отклон. ние сгла- тифу точкам 4-го по- в% жено по рядка) трем точкам 1 2 3 4 5 6 7 1 1883 6 200 7 684,63 - 19 2 1884 4 619 6 201 5 996,10 - 23 + 9,0 3 1885 7 784 6 581 4 601,81 + 69 + 52,7 4 1886 7 340 5 498 3 470,38 + 112 - 147,7 5 1887 1370 3 008 2 572,11 - 47 - 6,0 6 1888 314 593 1 878,98 - 83 - 743 7 1889 95 146 1 364,65 - 93 - 81,0 8 1890 28 51 1 004,46 - 97 - 95,3 9 1891 30 60 775,43 - 96 - 91,3 10 1892 122 98 656,26 - 81 - 85,0 11 1893 141 1025 627,33 - 78 + 53,3 12 1894 2 812 1690 670,70 + 312 + 138,7 13 1895 2 116 2 536 770,11 + 175 + 229,3 14 1896 2 680 2 076 910,98 + 194 + 134,0 15 1897 1433 1955 1 080,41 + 33 + 88,3 16 1898 1751 1 153 1 267,18 + 38 - 3,3 17 1899 275 680 1 461,75 - 81 - 47,3 18 1900 13 172 1 656,26 - 99 - 89,3 19 1901 220 211 1 844,53 - 88 - 89,3 20 1902 391 662 2 022,06 - 81 - 68,7 21 1903 1368 1216 2 186,33 - 37 - 45,7 22 1904 1889 1532 2 335,30 - 19 - 34,0 23 1905 1340 2213 2 470,41 - 46 - п,з 24 1906 3 409 3 343 2 593,58 + 31 + 26,7 25 1907 5 279 6 448 2 708,71 + 95 + 134,7 26 1908 10 656 6 564 2 821,38 + 278 + 133,7 27 1909 3 757 5 693 2 938,85 + 28 + 97,7 28 1910 2 665 2 565 3 070,06 - 13 - 15,3 29 1911 1273 1359 3 225,63 - 61 - 56,7 30 1912 139 501 3 417,86 - 96 - 84,7 31 1913 92 93 3 660,73 - 97 - 97,3 32 1914 47 530 3 969,90 - 99 - 87,7 33 1915 1451 6472 4 362,71 - 67 + 34,3 34 1916 17 919 7 740 4 858,18 + 269 + 57,3 35 1917 3 841 8 489 5 477,01 - 30 + 66,0 36 1918 3 698 6 241,58 - 41 166
