Обработав результаты, полученные в ходе опроса № 2 мы получили модель
Значения коэффициентов a, b1, b2 и b3 по сравнению с июньским опросом изменились, равно как и сами кривые роста замечаемости: они стали более пологими, при этом зависимости от пола («женские» кривые круче «мужских») и от возраста (кривые «пожилых» положе кривых «молодежи») сохранились (см. рисунок).
(Комментарий к рисунку: жирные линии — опрос № 2, тонкие — № 1).
Сравним коэффициенты моделей, построенных по опросам № 1 и № 2. Коэффициент a практически не изменился; скорее всего, его изменение — это статистическая ошибка из использованного выборочного метода. Коэффиценты b2 и b3 тоже изменились, но их изменение на самом деле несущественно: из максимального падения замечаемости на 15,1 процентных пунктов изменение коэффициентов b2 и b3 объясняет максимум 4,23 пункта (да и вариация параметров o и g небольшая). На деле же изменение b2 и b3, скорее всего, тоже статистическая погрешность. Таким образом, все изменение замечаемости произошло за счет коэффициента b1, тем более, что он сам изменился больше всего — на −52,58%.
Соберем все обнаруженные факты воедино. Во-первых, кривые замечаемости в июне и в октябре оказались разными: замечаемость в июне выше, чем в октябре. Во-вторых, часть коэффициентов для «июньской» и «октябрьской» моделей тоже оказались разными. Следовательно, наша гипотеза о наличии у замечаемости годичной сезонной волны нашла свое подтверждение. А раз годичная сезонная волна существует, значит, нам нужно описать ее математически. Этим мы и займемся в следующий раз.
Автор: Александр Сальников, кандидат экономических наук, доцент по кафедре маркетинга