Математические методы и ЭВМ в историко-типологических исследованиях -
ISBN 5-02-009481-1
Скачать (прямая ссылка):
6і
163 «консервативной коалиции» п) исследователь рискует серьезно преувеличить самостоятельное значение выделенной им структуры. Поэтому нас будет интересовать мера того, насколько согласованность раскола «большинство / меньшинство» (по данному предложению) с экспериментальной структурой «либералы / центр / консерваторы» больше случайно возможной.
Если экспериментальная структура не согласована с расколом в конкретном голосовании, то каждый блок законодателей разделится на сторонников и противников данного предложения примерно в той же пропорции, что и весь законодательный орган (сенат). Такую связь между классификацией и результатами отдельного голосования естественно рассматривать как случайную. Соотношение ответов «да» и «нет» в сенате в целом можно использовать при анализе поведения блоков как порог, отделяющий значимые результаты от случайно возможных. Тогда индекс структурной согласованности для любого блока будет представлять собой меру того, насколько однороднее голосуют законодатели из этого блока по сравнению с сенатом в целом.
п
Пусть величина е,7 есть доля одобривших/-й зако-
(=1 .J
нопроект во всем сенате, а величина Qis=-^j ^T е(/ есть доля
і є= Cs
одобривших этот законопроект в s-м блоке. Величина I q\s — Cfl| будет принимать значение 0, когда в s-м блоке раскол не специфичен, а просто повторяет раскол в сенате. Максимальное значение, принимаемое этой величиной, есть'max Iqj, 1—qj}; его можно использовать в качестве нормировочного. Тогда величина
Hls=-J^Ц- (VI>
max{qh l—q,}
будет безразмерной величиной, меняющейся в интервале от 0 до 1. Будем называть ее согласованностью s-ro блока с/-м голосованием. Следующая характеристика описывает среднюю согласованность результатов в отдельном голосовании с блоковой структурой сената:
hj— -L ? his. (VII)
S = I
Небольшое преобразование этой величины приводит к критерию типа X2, которым можно воспользоваться в данном случае для проверки статистических гипотез 12:
k І і 2
hj= У nis]q's qIl , (VIII)
<4 яіі}-яі)
164 где tijs — число законодателей, одобривших /-й законопроект в 5-м блоке. Средняя согласованность s-ro блока с исходами серии голосований определяется так:
^s=-V A,-S-
(ix)
Наконец, усредняя все значения hjS, получим характеристику «средняя согласованность блоковой структуры с результатами серии голосований»:
Величины hjs, hj, hs и H меняются от 0 до 1; 0 соответствует полной несогласованности, а I — идеальной согласованности.
Описанные выше группы эндогенных и экзогенных характеристик были использованы для анализа экспериментальных классификаций «либералы / центр / консерваторы», а также (в целях сравнения) для оценки четырех внешних контрольных классификаций сенаторов: на две партии (республиканцы и демократы) ; на три фракции (республиканцы, северные демократы, южные демократы) по трем регионам (Север, Юг, Запад) и по девяти более дробным географическим секциям 13. Тем самым мы получили возможность оценить, насколько экспериментально полученная идеологическая структура лучше описывает различия в голосованиях сенаторов, чем четыре контрольные классификации. Кроме того, проверка объяснительной ценности контрольных классификаций имеет и самостоятельный исследовательский интерес. Результаты расчетов представлены в таблицах в Прил.
Судя по табл. I, 2, 3, в течение всего периода 1969—1984 гг. средняя компактность — абсолютная и относительная — была гораздо существеннее у идеологической структуры, чем у двух контрольных (столбцы 2, 3). В то же время среднее различие между идеологическими блоками было заметно выше, чем между партийными фракциями или региональными группами (столбцы 4, 5). Рассмотрение отдельных блоков, фракций и групп (столбцы 7—12) в целом подтверждает это наблюдение. Обобщенный показатель контрастности структуры (столбец 6) свидетельствует о том, что трехблоковая идеологическая классификация отражает реальные взаимосвязи между результатами голосований в сенате в 1969—1984 гг. примерно в 1,5 раза лучше, чем деление на партийные фракции ив 2 раза лучше, чем деление по регионам. Этот же вывод следует из табл. 4 (столбцы 4, 8, 12).
Вместе с тем все три структуры (идеологическая, партийная, региональная), как видно из тех же табл. 1—3, несомненно, имеют относительное сходство, которое время от времени возрастает или убывает. Идеологическая структура доминирует и за счет сравнительно большей устойчивости во времени.
Индексы позволяют заключить, что противоборство «либералов» и «консерваторов» было самой постоянной чертой расста-
т k
(X)
165 новки сил в сенате. Однако вполне очевидны два интервала, в которые происходили существенные изменения: начало и конец исследуемого периода. Среднее расстояние между всеми сенаторами (столбец 1), среднее различие между структурными единицами всех классификаций, а также индексы контрастности (столбцы 4, 6) были заметно выше в 1969—1970 гг. и в 1981 —1984 гг., чем в остальное время. Это были периоды обострения борьбы, создававшие предпосылки для перемен в расстановке сил. В первом случае сенат стоял на пороге периода разрядки международной напряженности, во втором противоречия обострились в условиях уже состоявшегося поворота политического курса вправо, когда в сенате.стала восстанавливаться «либеральная» оппозиция.
