авторефераты диссертаций БЕСПЛАТНАЯ БИБЛИОТЕКА РОССИИ

КОНФЕРЕНЦИИ, КНИГИ, ПОСОБИЯ, НАУЧНЫЕ ИЗДАНИЯ

<< ГЛАВНАЯ
АГРОИНЖЕНЕРИЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ


Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |

«МАТЕМАТИЧЕСКИ МЕТОДЫ If И ЭВМ В ИСТОРИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЯХ АКАДЕМИЯ НАУК СССР ОТДЕЛЕНИЕ ИСТОРИИ Комиссия по ...»

-- [ Страница 5 ] --

В дальнейшем цены несколько понизились и более или менее стабилизировались. В 1899—1900 гг. снова наблю­ дается сильный подъем цен. Д а л е е полоса промышленного подъема завершилась кризисом, цены резко упали, особенно заметно в производящих странах. В конце 1903 г. цены на керосин в Баку круто возросли (в конце сентября — 15,5 коп., в середине ноября — 35 коп.) на фоне продолжавших понижаться цен в Лондоне. Объясняется этот факт тем, что американцы осенью 1903 г. усиленно скупали керосин в Баку на вывоз, не ж е л а я сдавать позиции на внешнем рынке. Опасность ж е такая существо­ вала реально в связи с истощением главных разрабаты­ ваемых в то время нефтеносных площадей в Соединенных Ш т а т а х. Рост добычи в С Ш А не прекращался, но форси­ ровался он за счет ввода новых нефтеносных районов, где нефть не годилась для перегонки в керосин или давала сравнительно малый выход готового продукта. С о з д а в ш а я с я ситуация была весьма выгодной для русского экспорта, но в результате внутренней борьбы русских экспортеров на лондонском рынк« цены на русский керосин упали и преимущества не были реализованы.

Забастовки на бакинских промыслах (1905—1907 гг.) и предшествовавший им кризис 1901 —1903 гг. катастрофи­ чески уменьшили экспорт керосина из страны (в 1904 г. — 85,22 млн. пуд., в 1905 г. — 41,15 млн., в 1906 г. — 25,5 млн.

п у д. ). Благодаря имевшимся запасам на ценах внутреннего рынка резкое сокращение добычи нефти и выгонки керосина сказалось только в 1907 г.

Рост цен на мировом рынке, несмотря на существенное уменьшение вывоза керосина из России, был не очень значительным, поскольку образовавшийся дефицит был охотно покрыт Соедин енными Штатами Америки и странами с бурно р а з в и в а ю щ е й с я нефтяной промышленностью.

Экспортный к р и з и с заметно ухудшил положение России:

восточные рынки был и потеряны, меньше пострадал вывоз в Европу, но и з д е с ь Россию потеснили С Ш А, Австрия и Румыния.

С 1907 г. Р о с с и я начинает постепенно наращивать вывоз керосина. Экспортеры русского керосина делают попытки вернуть утраченные позиции. 1909 г. стал годом усиленной демпингов.ой политики Соединенных Штатов и России в Великобритании. Русские нефтеэкспортеры продавали керосин по батумскойсебестоимости, но успехов в расширении в н е ш н е г о рынка не достигли.

Вынужденное вследствие потери заграничных рынков ограничение экспорта керосина и относительно небольшое увеличение добычи мефти привели в 1910 г. к кризису перепроизводства — ц е н ы резко упали. Это было последнее перед первой мировой войной понижение цен, начиная с 1911 г. цены б е з у д е р ж н о растут.

За весь рассматриваемый 25-летний период цены в целом выросли, только ч р е з м е р н о высокие цены фирмы «Бранобель»

в С.-Петербурге осталіись примерно на том же уровне, что и в начале периода. Рост цен в различных пунктах был неодинаков, хотя з а м е т н а определенная согласованность в движении цен.

Рассмотрим ф а к т о р ы, влияющие на изменение цен керосина. Д л я а н а л и з а отобраны экспортные цены Баку, являющиеся основой ц ен во внешней торговле России, и цены Нижнего Новгорода и Москвы, показательные для внутрен­ него рынка.

Д л я экспортных цеж Баку получено следующее уравнение множественной р е г р е с с и и :

К статье Т. Ф. Изместьевой Рис. 3. Восьмилетняя компонента р я д а государственных д о х о д о в России 8 ми S ^ ^ S ^ T ^ S- ^ — «.умма о м и, 4-х и 8 / 3 - х л е т н и х компонент К статье Д. В. Деопика Таблица Таблице 5 (продолжение) Виды субъектов по периодам, по видам и группам видов 1 группа № пе­ видов п лет п 0. н. л су б. монарх родственники монарха риода 38 J вид J 36 22 27 01 23 24 2, п 70 1 10 1 11 °/ •\ 9, 100,0 4, 47,7 4,8 52,4 4, / п 2 73 83 18 2 20 /о 100,0 24,1 1, 8, 21,7 2,4 1, п 2 1 2 2 3 76 222 303 5 9 0/ 0,7 0,3 0, 100,0 0,7 о,;

2,3 4, 1,6 3,0 1, 0, / А п 47 87 124 10 2 10 6 100, /о 8,1 0, 8,1 4,8 0,8 1,6 ч п 5 30 99 130 18 18 3 9 1 3 V 100,0 13,8 13,8 2, 2,3 0, 6,9 0,8 2,3 2, /о п 1 6 36 135 12 12 14 3 о/ 0,7 0, 100,0 0, 8, 8,9 10,4 2,2 4,4 1, / п 7 69 75 95 13 13 7 1 °/ 13, 100,0 13,7 7,4 1, 1,1 1, / п 8 33 21 24 2 2 1 • • /о 100,0 8,3 8,3 4. 4,2 4, 3 10 6 1 3 3 і п 2 459 915 85 8 93 58 6 3 6 3 0,4 1,2 1, °/ 0,7 0,1 0,4 0,4 о, 10,3 7, 11,2. 0,7 0, 1,0 0,7 0,4 1, / Таблица 5 (продолжение) Таблица 5 (окончание) ^ 4 6 «простые люди» родственники субъектов Крупные феодальные владельцы Мелкие и средние феодальные владельцы Монахи 1 J 12 J 21 54 9 30 з;

7 11 53 16 34 40 -1 2 10 55 J 2 - 51 і 2 2 9, э;

б 9,6 9, 5 29 -- Л.'" 1 2 2 3 2 • 35,0 2, 6,0 7,2 1,2 39, 1,2 2,4 2, 1,2 3,6 2,4 3, 106 11 13 14 7 9 2• 12 19 11 1 11 3 0,7 17.5 і,е 4,3 35,0 41, 0,3 4,6 2,3 3,0 1, 4,0 6,3 3,6 0,3 0, 3,6 1,0 1, f 31 1 22 3 1 3 1 4 9 10 25,0 24, 17,7 4, 0,8 2,4 0,8 • 2,4 2, 2, 0,8 1,6 26, 3,2 8, 7,3 0, 17 2 2 3 7 2 1 1 1. 7 13,1 0, 1,6 13, 20, 1,6 2,3 5,4 3, 1,6 0,8 0,8 0,8 5,4 1,6 24, 2, 26 3 2 1 9 2 15 4 2 7 1 8 24 1 19,3 0,7 • 6,7 1,5 11, 2,2 3, 1,5 3,0 1, 5,9 0,' 17, 5,2 0,7 5,9 6, 20, 0, 2 6 11 6 4 17 24, 2, 11, 4,2 15, 4,2 17,9 19, 1, 1, 6,3 1, 6, 2, 6 1 4 3 2 1 25,0 29,2 4,2 16,7 8, 12,5 4, 8,3 ' 12, 4, 4,2 4, 12 124 24 1 43 1.3 61 58 17 25 17 1 1 7 1 8 12 3 3 0, 2,9 14,9 1,6 0,1 5,2 0,1 0,4 7, 7,0 33, 3,0 3,1 0, 2,1 2,1 0,1 1.5 0. 0,1 0.1 0,5 0.8 29.1 0.1 1,0 0,6 0.4 12.6 юлжение ) 56 9, 45 47 2 19, 10, 2 11, 0,7 0, 9, 1, 17, 20, 0, 11, 1, 12, 3 1 1 2 0,4 0,2 14, 0,1 0, чание) іственники субъектов из г. в. 3, 4, 6 видов с у б.

30 32 33 35 41 2 2 1 2,4 1,2 3, 3 53 5 3 3 1п 17 К 1 fi 1п 1 (1 94 —29,8428 + 0,5270л;

, + 15,0303лг — 0,0616х — 0,0075*4.

у= 2 Стандартизованная форма его имеет вид:

у = 1,0000 + 0,8373л-, + 0,1592х — 0,0954лг — 0,0892х, 3 где у—бакинские цены керосина в вагонах (коп. за п у д ) ;

х — цены русского керосина в Лондоне (коп. за п у д ) ;

х х — акцизный доход, приходящийся на пуд потребленного керосина ( р у б. ) ;

х — вывоз керосина из России текущего года (млн. п у д. ) ;

х —добыча нефти в России (млн. п у д. ).

Модель достоверна с вероятностью, равной 0,99, поскольку F [4, 20] = 27,50, а соответствующее табличное значение — F [ 4, 20] = 4, 4 3. Факторы в целом определяют изменение бакинских цен на 8 5 % (У? = 8 5 % ).

И з совокупности вошедших в модель факторов самым существенным являются цены русского керосина в Лондоне О б этом свидетельствует и коэффициент при x {х ).

х t в нормированном уравнении (самый высокий), и коэффи­ циент детерминации, равный 8 1 %, т. е. показывающий, что изменение цен экспортного керосина в Баку на 8 1 % объясня­ лось колебаниями цен русского керосина в Лондоне. Увеличе­ ние (уменьшение) цены пуда русского керосина в Лондоне на 1 коп. сопровождалось повышением (понижением) бакинских экспортных цен на 0,5 коп.

Упомянутый выше коэффициент детерминации показы­ вает силу взаимного влияния рядов цен. Д л я анализа раздельного влияния экспортных цен России на лондонские цены русского керосина и, наоборот, лондонских цен на бакинские были построены соответствующие однофак торные модели:

у = 62,8594 + 1,4344*,, х, = —31,4097 + 0,5681 у, где у — цены русского керосина в Лондоне;

х — экспортные х бакинские цены.

К а к следует из уравнений, при росте бакинских цен на 1 коп. цены русского керосина в Лондоне в среднем увеличивались на 1,43 коп., а при повышении лондонских цен на 1 коп. бакинские возрастали на 0,56 коп. Поскольку уровни тех и других цен существенно отличаются (примерно в 4 р а з а ), для достижения сопоставимости результатов были рассчитаны отношения приростов цен к соответству­ ющим средним арифметическим этих цен. Получилось: при росте бакинских цен на 4, 3 % лондонские возрастали на 1,4%, а при росте лондонских цен на 1 % бакинские увели­ чивались на 2,4%. Лондонские цены были значительно устойчивее бакинских (коэффициенты вариации равны 1 I Заказ 1737 соответственно 54,4 и 2 0, 9 % ), и их влияние на последние преобладало над обратным воздействием.

Второй по значимости фактор, сказывавшийся на бакин­ ских ценах керосина в в а г о н а х, — величина акциза на керосин ( * ). Увеличение на 1 руб. величины акциза, взимаемого за пуд керосина, приводило к росту экспортных цен Б а к у на 15 коп. Влияние а к ц и з а на экспортные цены, как видно, существовало, в чем сказывалось определенное воздействие цен внутреннего рынка, заметную часть которых составлял акциз, на экспортные цены. Третий (* ) и четвертый (* ) факторы с в я з а н ы в уравнении с резуль­ 3 тирующим признаком обратной с в я з ь ю : рост добычи нефти в России и увеличение экспорта керосина понижательно воздействовали на экспортные цены в Баку, т. е. увеличение предложения товара приводило к падению цен, а с умень­ шением предложения цены крепли. Воздействие роста вывоза керосина выражено с л а б о, поскольку уровень цен в Лондоне является результатом уравновешивания спроса и предложения (вывоз керосина из России был элементом этого предложения), а лондонские цены керосина уже включены в модель. Замена в модели вывоза керосина текущего года вывозом керосина предыдущего года почти не изменяет ее (влияние экспорта предыдущего года высту­ пает д а ж е ярче — коэффициент по абсолютной величине выше).

О б р а т и м с я к анализу ф а к т о р о в, влияющих на изменение цен керосина внутренних пунктов. Д л я цен Нижнего Новгорода, основного распределительного пункта страны, получена следующая модель:

у = 63,8368 + 1,2708л:, + 0, 0 2 3 7 * - 0,0712* + 7,5677*, 2 3 или в стандартизованной форме:

у= 1,0000 + 0,8320*, + 0, 1 7 8 8 х - 0, 0 7 0 2 * з + 0,0510x, 2 где у — цены керосина в Н и ж н е м Новгороде (коп. за п у д ) ;

*, — бакинские цены керосина в судах (коп. за п у д ) ;

* — добыча нефти в России (млн. п у д. ) ;

* — вывоз 2 керосина из России текущего года (млн. п у д. ) ;

* — акцизный доход, приходящийся на пуд потребленного керосина (руб.).

М о д е л ь в целом достоверна с вероятностью 0, (F [4, 20] = 5 4, 6 2 ). Совокупность вошедших в нее факторов объясняет изменение цен керосина в Нижнем Новгороде на 9 2 %.

И з с о д е р ж а щ и х с я в модели факторов наиболее сильное влияние на цены керосина в Н и ж н е м Новгороде оказывали бакинские цены в судах ( *, ), т. е. цены к е р о с и н а, направ­ лявшегося на внутренний рынок. И з м е н е н и е последних цен на 8 9 % определяло изменение ц е н в Нижнем Новгороде ( Я = 8 9 % ). Увеличение (уменьшение) бакин­ ских цен на 1 коп. (на 4,7%) приводило в среднем к росту (падению) цен на 1,3 коп. (на 1, 2 % ).

Вторым по значимости фактором для цен Нижнего Новгорода выступила добыча нефти в Р о с с и и ( х ), причем рост добычи не гасил роста цен. А вот изменение величины вывоза влияло на цены Нижнего Н о в г о р о д а так ж е, как и на экспортные цены: увеличение (падение) вывоза совпа­ дало с понижением (возрастанием) цен. По-видимому, происходило следующее — понижение цен внутреннего рынка влекло за собой форсирование экспорта. Наконец, четвертым фактором ( * ), определявшим изменение цен Нижнего Новгорода, являлась величина а к ц и з а : увеличение акциза вело к увеличению цен.

Цены Нижнего Новгорода были т а к ж е тесно связаны с ценами русского керосина в Л о н д о н е. Введение последних в модель в качестве-фактора вместо бакинских цен несколько ухудшило характеристики множественной регрессии (F [4, 20] = 2 8, 7 9, R = 85%), но уравнение осталось вполне достоверным и влияние «мировых» цен на цены Нижнего Новгорода проявилось вполне определенно (/~ = 7 7 % ). Д л я цен керосина «наливом» в М о с к в е — одном из важнейших потребительных, пунктов России — получена та­ кая модель: у = 74,2790+ 1,0848л:,+ 0, 0 2 9 6 *, + 14,4448* + + 0,0240*4, сравнимой для коэффициентов форме:

и л и в у = 1,0000 + 0,7816*, + 0,2458* + 0,1071 * +. о, 0 2 6 0 *, 2 где у — цены керосина «наливом» в М о с к в е (коп. за п у д ) ;

*, — бакинские цены керосина в с у д а х (коп. за п у д ) ;

* — добыча нефти в России ( м л н. п у д. ) ;

— акциз 2 Хз (руб.);

* — вывоз из России (млн. п у д. ).

Модель достоверна (F [4, 20] = 4 0, 6 5 ), изменение введен­ ных в нее факторов на 8 9 % объясняет изменение московских цен.

Основной фактор, определявший колебания цен в Москве, — бакинские цены керосина, отправленного на внутренний рынок. И х поведение на 80% объясняло по­ ведение цен в Москве. Повышение (понижение) бакинских цен на 1 коп. (на 4,7%) приводило к повышению (понижению) московских цен в среднем на 1,1 коп. (на 0, 9 % ). Существенна связь московских цен и с ценами Л о н I! дона (замена бакинских цен лондонскими оставляет модель значимой: F [4, 20] = 2 3, 3 2 ).

Рост добычи нефти и вывоза керосина сопровождался ростом московских цен. Д л я Москвы — главнейшего потре­ бительного рынка — относительное уменьшение предложе­ ния на внутреннем рынке (что являлось, в частности, след­ ствием усиления вывоза) вело к росту цен. Н о связь эта неустойчива! При замене в модели бакинских цен ценами русского керосина в Лондоне, она становится обратной, т. е. на первый план выступает закономерность: пони­ жение цен внутреннего рынка усиливает экспорт.

Третьим по силе воздействия фактором являлся акциз.

Увеличение на 1 руб. акцизного дохода, приходившегося на пуд потребленного керосина, приводило к росту москов­ ских цен на 14,4 коп.

Анализ цен с помощью уравнений множественной регрессии показывает, что экспортные российские цены испытывали сильное влияние «мировых» цен на керосин, а цены внутренних пунктов России определялись главным образом бакинскими ценами керосина, направлявшегося на внутренний рынок. Движение цен внутренних рынков было связано также с движением «мировых» цен, но зависимость эта выражена несколько слабее.

Вторым по значимости фактором, влиявшим на изменение экспортных цен, являлась величина акциза. Цены внутренних рынков, включавшие акциз как составную часть, помимо этого включения, меньше реагировали на изменение величины акциза во времени. Увеличение акциза на 10 коп.

за пуд приводило к повышению бакинских экспортных цен в среднем на 6, 5 %, цен Москвы — на 1,2, цен Нижнего Новгорода — на 0, 7 %.

Третий по значимости фактор для экспортных цен — вывоз керосина из России. Увеличение вывоза из России, т. е. увеличение предложения в потребляющих странах, действовало на цены внешнего рынка понижательно.

Такая же зависимость, только слабее, наблюдается относительно внутренних цен, что можно расценивать как следствие влияния падения цен внутреннего рынка на форсирование экспорта: с целью стабилизации цен внутри страны вывоз усиливался при понижении цен, ослабевал — при повышении цен.

Что касается последней зависимости, то она, по-види­ мому, прежде всего объясняется экспортным кризисом России, который начался в 1905 г. с резкого сокращения вывоза (более, чем в два раза к вывозу предыдущего г о д а ), углубился в 1906 г. (уменьшение вывоза более, чем в три раза к уровню 1904 г.) и из которого России так и. не удалось выйти (только перед первой мировой войной в 1913 г. вывоз керосина приблизился по величине к вывозу 1890 г. ). Но именно в этот период, особенно в 1912—1914 гг., цены повсеместно имели высокий уровень.

Таким образом, экспортный кризис России вызвал сильную обратную связь между вывозом и уровнем цен.

Несмотря на мощное влияние экспортного кризиса на связь между ценами и величиной вывоза керосина из России, уравнение множественной регрессии для московских цен дало прямую зависимость этих цен с величиной вывоза, что свидетельствует о значимости этой связи. В силу этой зависимости рост вывоза керосина сопровождался ростом московских цен, т. е. для Москвы — одного из главнейших потребительных рынков России — относительное уменьшение предложения на внутреннем рынке, что являлось резуль­ татом усиления вывоза, вело к росту цен. Тем самым осуществлялось «регулирование» внутреннего потребления, иначе говоря,,его ограничение. Следует при этом отметить, что душевое потребление керосина в России было низким и составляло в 1900 г. 13 фунтов, тогда как в Германии — 40,7, в Англии — 35,6, в Бельгии — 57,2, в Голландии — 79,2 фунтов. Рост добычи нефти в России понижательно действовал на экспортные цены, но сопровождался ростом цен на внутреннем рынке, т. е. увеличение добычи не способствовало расширению внутреннего рынка, но и уменьшение ее не снижало установившегося уровня потребления. Внутренний рынок развивался, но сдержанно. Д а ж е до экспортного кризиса темпы прироста потребления керосина в России (3,6%) отставали от темпов прироста добычи (6,8%) и тем­ пов прироста экспорта ( 6, 0 % ), Подводя итоги анализа влияния факторов на изменение уровня экспортных и внутрироссийских цен керосина, отме­ тим тесную связь внутреннего и внешнего рынков России, ко­ торая выражалась прежде всего в высокой синхронности колебаний внутренних и экспортных цен.

Цены внутреннего рынка оказывали определенное воздействие на экспортные цены. Повышение цен керосина на внутреннем рынке за счет увеличения акциза являлось реальным для потребителя, но фиктивным для продавца, поскольку непосредственно к росту прибыли не приводило. Однако увеличение акциза повышало и экспортные цены и тем самым влияло на внешний рынок.

Таким образом, увеличение акциза, действуя на экспортные и внутренние цены в одном направлении, в сторону их повышения, по-разному влияло на внутреннюю и внешнюю торговлю: отвлекало произведенный в стране керосин от внутреннего рынка и притягивало к внешнему.

Увеличение вывоза вызывало понижение экспортных цен, что в известной степени способствовало конкурентоспособ­ ности русского керосина, но сопровождалось ростом московских цен, в чем сказывалось «регулирующее» воздей­ ствие экспорта на внутренний рынок. Изменение уровня добычи нефти также «стабилизировало» внутренний рынок.

Политика ограничения внутреннего рынка керосина побуждала к форсированию экспорта. Но при существующей степени монополизации нефтяной промышленности и тор­ говли в международном масштабе размер экспорта опре­ делялся не столько его доходностью, сколько сложившимся соотношением сил конкурентов на мировом рынке. • Н а международном рынке экспортеры русского керосина сталкивались с серьезной конкуренцией американского треста «Стандард ойл». Усиленная демпинговая политика (в 1904, 1909 г г. ), скупка русского керосина и другие методы вытеснения конкурентов использовались « С т а н дардом» в его конкурентной борьбе. В результате экспорт русского керосина не всегда был прибыльным. Н о нефте обрабатывающая промышленность России нуждалась во внешних рынках сбыта, и, для того чтобы их удерживать в условиях жесточайшей конкуренции, экспортерам прихо­ дилось мириться с убытками. Убытки на одном рынке обычно с лихвой компенсировались доходами на другом.

Недаром в России в более выгодном положении находились фирмы, занимавшиеся как внешней, так и внутренней торгов­ лей. Умело используя конъюнктуру того и другого рынков, они в конечном счете получали крупные барыши. Именно фирма «Бранобель», захватившая около половины внут­ ренней торговли России керосином и сочетавшая операции на внутреннем рынке с операциями на внешнем, имела норму прибыли, существенно превышавшую среднюю норму прибыли в российской нефтяной промышленности (табл. 2 ).

Вопрос об экспорте керосина стоял в России очень остро не только в связи с политикой ограничения внутрен­ него рынка, но также вследствие того, что производство керосина в стране было тесно переплетено с ее энергетикой.

В конце X I X — н а ч а л е X X в. в мировой торговле нефтя­ ными продуктами господствовала торговля керосином, Таблица Норма прибыли (отношение суммарной первоначальной прибыли к суммар­ ному акционерному капиталу), % * Р о с с и й с к а я неф­ Российская неф­ «Брано- «Брано Год тяная промышлен­ Год тяная промышлен­ бель» бель»

ность в целом ность, в целом 1897 17,4 16,8 1906 23,3 49, 19, 1898 22,2 1907 18,0 53, 1899 20,3 40,6 1908 12,2 38, 1900 56, 27,6 1909 21,8 36, 1901 13,2 37,0 1910 12,3 40, 1902 7,4 26,3 1911 16,0 37, 1903 6,6 30,5 1912 26,3 46, 1904 27,3 1913 28,7 60, Нет сведений 1905 8,4 32,7 1914 24,8 56, * С м. : Дьяконова И. А. Н о б е л е в с к а я корпорация в России. М., 1980, с. 97.

поскольку керосин в то время был основным средством освещения, а утилизация нефти была слабо развита. Нефте­ перерабатывающая промышленность нефтедобывающих стран была в основном ориентирована на выработку керо­ сина. По-своему, по-особому развивалась эта промышлен­ ность в России: большое место в ней занимало производство мазута, нашедшего широкое применение в энергетическом хозяйстве страны. В то время как большинство развитых стран (Великобритания, Германия, С Ш А ) строило свою энергетику преимущественно на угле, в России больший удельный вес занимали нефтяные остатки (мазут). Сложившаяся структура энергетического хозяйства России и ее динамика, являющиеся в некоторой степени результатом целенаправленной политики монополий, ока­ зывали непосредственное влияние на внешнюю торговлю страны нефтепродуктами. В России жгли мазут под паро­ выми котлами, где больше годился каменный уголь.

М а з у т являлся побочным продуктом перегонки нефти в керосин. Спрос на мазут стимулировал производство керосина, и оно достигло больших размеров, тогда как внутренний керосиновый рынок развивался медленно из-за высоких цен на керосин, значительную часть которых со­ ставлял акциз. Взращенный «Бранобелем» спрос на жидкое топливо таким образом формировал потребность в сбыте керосина за пределами страны. Но уменьшение спроса на русский керосин за границей, в свою очередь, через автома тическое сокращение производства мазута задевало энер­ гетику страны.

Подведем итоги изучения торговли керосином. Продукция нефтяной промышленности была основной составляющей экспорта промышленной продукции из России. Главными покупателями русского керосина в Европе были Великобри­ тания и Германия. Сильнейшую конкуренцию на протяжении всего рассматриваемого периода Россия испытывала со сто­ роны С Ш А (главным образом со стороны американ­ ского треста «Стандард о й л » ), в начале X X в. конку­ рентами стали также Австро-Венгрия и Румыния. Конку­ ренция главных поставщиков керосина на мировом, и в частности на европейском, рынке была очень острой в результате высокой степени монополизации нефтяной промышленности и торговли как в пределах основных нефтедобывающих стран, так и на международном уровне.

Анализ цен с помощью множественной регрессии позволил сделать следующие выводы. Экспортные цены керосина в значительной степени определялись «мировыми»

ценами, внутренние цены также зависели от последних, но на их формирование большее влияние оказывали бакинские цены керосина, идущего на внутренний рынок.

Как внутренние, так и экспортные цены испытывали опре­ деленное воздействие налоговой политики государства:

увеличение акциза наращивало внутренние цены (непосред­ ственно) и экспортные (косвенно) и вело к перераспределе­ нию произведенного в стране керосина между внутренним и внешним рынками в пользу последнего. Усилия моно­ полий имели ту же направленность. Рост добычи нефти в стране через политику изменения цен имел результатом ограничение внутреннего рынка и форсирование экспорта.

Увеличение вывоза «регулировало» внутренний рынок и способствовало конкурентоспособности русского керосина на внешнем рынке.

С л о ж и в ш а я с я в конце X I X — н а ч а л е X X в. российская энергетика требовала жидкого топлива. При производстве достаточного количества мазута выгонка керосина достигала таких размеров, которые значительно превосходили потреб­ ности ограниченного внутреннего рынка. Излишки шли на внешний рынок, где русский керосин встречал серьезную организованную конкуренцию. В результате русский экспорт керосина не всегда был прибыльным и наиболее выгодное положение занимали фирмы, сочетавшие операции на внешнем и внутреннем рынках.

ПРИМЕЧАНИЯ Свод товарных цен на главных русских и иностранных рынках. С П б., 1896—1917;

Обзор внешней торговли России по европейской и азиатской границам. С П б., 1891 —1915/1916;

Статистический ежегодник за 1914 г.

СПб., 1914;

Сборник статистических сведений о горнозаводской промыш­ ленности России в 1908 г. Пг., 1917 Ч. 1;

Общий обзор главных от­ раслей горной и горнозаводской промышленности. Пг., 1915.

Даниель-бек П. А. Русский нефтяной экспорт и мировой рынок в период с 1904 по 1911 гг.: Экономический этюд. Пг., 1916, с. 176.

Куприянова Л. В. К вопросу о протекционистской политике в нефтя­ ной промышленности России: (По материалам Общества содействия рус­ ской промышленности и торговли). — История С С С Р, 1980, № 4, с. 167.

Общий обзор главных отраслей горной и горнозаводской промышлен­ ности, с. 320.

Першке С. А., Першке Л. Л. Русская нефтяная промышленность, ее раз­ витие и современное положение в статистических данных. Тифлис, 1913, с. 44.

Ц Г И А С С С Р, ф. 23, оп. 31, д. 959, л. 30.

В Германии с осветительных масел взималась пошлина по 45,5 коп. с пуда (брутто) и по 56,9 коп. с пуда (нетто). См.: Кодер С. А. Нефть и ее дериваты как товар и предмет обложения: Обзор финансово экономической политики в нефтяном деле. Могилев-на-Днепре, 1907, очерк 1, с. 88.

Даниель-бек П. Л.-Указ. соч.' с. 152.

Ц Г И А С С С Р, ф. 23, оп. 31, д. 1031, л. 2.

Даниель-бек П. А. Указ. соч., с. 148.

Там же, с. 149—150.

Першке С. А., Першке Л. Л. Указ. соч., с. 48.

В 1898 г. Ротшильды в дополнение к существовавшему обществу создали крупную нефтеторговую фирму «Мазут».

Фурсенко А. А. Нефтяные тресты и мировая политика, 1880-е годы — 1918 г. М.;

Л., 1965, с. 224.

Зив В. С. Иностранные капиталы в русской нефтяной промышленности.

ПГ., 1916, с. 60.

Фурсенко А. А. Указ. соч., с. 302.

Вопрос о значимости уравнения решается с помощью так называемого /"•-критерия. Прежде всего рассчитывается величина:

п (УІ-ь) S =у F[k, n-\-k] ~ (n-l-k), 2 (м-ft) i= где УІ — уровень цены в ('-м году;

у — вычисленное по уравнению мно­ { жественной регрессии значение цены в і-м году;

у — средняя арифме­ ь тическая из УІ\ п = 25 (в нашем случае);

k—число факторов, включен­ ных в уравнение.

Регрессия значима, другими словами, регрессионное уравнение до­ вольно точно описывает результирующий признак, если вычисленное зна­ чение F [k, п—1—k] превышает табличное, стоящее на пересечении (k) -го столбца и (п—1—&)-й строки специальной таблицы. См., напр.:

Тинтнер Г. Введение в эконометрию. М., 1965, с. 332—335, табл.

Стандартизованные коэффициенты регрессии, называемые В-коэффициен тами, рассчитываются по формуле:

( = 1,2, k "у где р, — /-Й бета-коэффициент;

а, — і-й частный коэффициент множествен­ ной регрессии;

о^. — среднее квадратическое отклонение факторного при­ знака *,;

а —ереднее квадратическое отклонение результативного при­ у знака;

к — количество факторных переменных.

Для расчета коэффициента детерминации (R ) используется формула:

п 2 (Уі-УЬ) tf = • і= п где у — средний уровень цен за 25 лет;

остальные обозначения те же, что в сн. 17. Значения R изменяются в пределах от 0 до 100%.

Оль П. В. Русская нефть и ее государственное значение. С П б., 1905, с. 1.

Ц Г И А С С С Р, ф. 23, оп. 27, д. 224.

Ахундов Б. Ю. Монополистический капитализм в дореволюционной ба­ кинской промышленности. М., 1959, с. 177.

Таким образом, на цены внутренних рынков влияли не только бакинские, цены, но и цены «мировые». Этот вывод подкрепляется результатами корреляционного анализа цен, которые не вошли в рамки данной работы.

Утверждение П. А. Даниель-бека об отсутствии влияния бакинских цен на цены внутри России, посредством которого он пытался доказать, что политика цен в Баку не сказывалась на внутреннем потреблении (Дани ель-бек П. А. Указ. соч., с. 122), представляется несостоятельным.

Кадер С. А. Указ. соч., с. 198—199.

К скупке русского керосина в Баку «Стандард ойл» прибегал неод­ нократно. Наиболее крупная операция была проведена трестом в 1903 г., когда от имени местных маклеров было закуплено около 7 млн. пуд. керо­ сина, что превысило размер русского вывоза в Германию в том году.

См.: Бакинские известия, 1903, 18 нояб. (1 дек.);

Фурсенко А. А. Указ. соч., с. 236.

Доля поставок «Бранобель» на внутреннем керосиновом рынке составляла 40,0% в 1901 г., 51,4% — в 1910 г. Доля «Бранобель» в общерос­ сийском экспорте керосина равнялась 16,4% в 1901 г., 31,4% в 1910 г.

См: Дьяконова И. А. Нобелевская корпорация в России. М., 1980, с. 126.

Дьяконова И. А. Указ. соч., с. 6.

И. М. Промахана НЕКОТОРЫЕ ВОЗМОЖНОСТИ ИСПОЛЬЗОВАНИЯ СПЕКТРАЛЬНОГО АНАЛИЗА ДЛЯ ПОВЫШЕНИЯ ИНФОРМАТИВНОСТИ ИСТОЧНИКА ( П о данным о государственных доходах и расходах России за 1812—1914 гг.) Новейшие исследования в области теории источникове­ дения выделяют как актуальнейшую задачу разработку средств повышения информативности источников, извлечение из них скрытой, структурной информации '. В а ж н о е место в решении этого вопроса принадлежит количественным методам. Имеющийся на сегодня опыт применения в истории корреляционного, регрессионного, кластерного, энтропий­ ного, факторного анализа подтверждает высокий исследова­ тельский потенциал этих методов. Однако подавляющее большинство работ, выполненных до сих пор в русле количественного направления, связано с познанием стацио­ нарных, фиксированных во времени явлений, изучение ж е процессов развития явлений, их динамики проводилось в значительно меньшей степени. Вместе с тем существующие математические методы позволяют ставить и решать в этой области широкий круг проблем, обращение к которым только с традиционными способами анализа является, по-видимому, затруднительным и менее плодотворным.

Д а н н а я статья имеет своей целью обратить внимание историков на некоторые возможности одного из гаких математических методов — спектрального анализа.

Одной из основных з а д а ч, возникающих при изучении развития какого-либо явления во времени, оказывается задача выявления и объяснения тех закономерностей, которым подчиняются изменения показателей, характери­ зующих данное явление, т. е. задача познания механизмов его развития.

Н а б л ю д а я изменения какого-либо показателя во времени, мы обычно можем отметить его участие одновременно в нескольких движениях: значения показателя могут в основном расти, однако не монотонно, а испытывая какие-то колебания, одни из которых, возможно, медленные, другие — более частые и т. д. Естественно считать, что каждое из движений, в которых участвует показатель, подчиняется своим закономерностям, т. е. имеет свой порождающий механизм. Выделение этих движений, их анализ позволили бы глубже разобраться в динамике изучаемого явления.

Н а этой идее основан традиционный подход к решению поставленной выше задачи, который состоит в разложении временного ряда (упорядоченной совокупности количествен­ ных значений показателя для последовательных моментов времени) на компоненты и последующем изучении каждой из них. Обычно ряд разделяют на тренд, сезонные коле­ бания, более или менее регулярные колебания вокруг тренда, отличные от сезонных, и случайные флуктуации.

П о д трендом понимают устойчивое, неколебательное изменение показателя на протяжении значительного периода времени. Обнаружение в ряду тренда позволяет говорить о наличии некой постоянно действующей причины, опреде­ ляющей основную, долгосрочную тенденцию в развитии соответствующей стороны изучаемого явления. Присутствие сезонной компоненты свидетельствует о влиянии на систему внешних механизмов, связанных с периодическими процессами в природе (как это, очевидно, имеет место для показателей объема производства некоторых видов сельскохозяйственной продукции) или традициями общества (например,- ежегодно повторяющаяся в целом модель распределения по месяцам объемов пассажирских пере­ возок). Основные способы выявления и отделения двух ука­ занных компонент хорошо известны — это построение регрессионных уравнений и метод скользящих средних.

После выделения тренда и сезонной составляющей мы чаще всего будем получать ряд, представляющий собой на первый взгляд бессистемное чередование различных по глубине «падений» и «подъемов». Однако такой ряд может быть результатом наложения, смешения одного или нескольких регулярных, периодических колебаний с различными периодами и некоторых нерегулярных, случайных изменений. Другими словами, хаотическое как будто бы изменение показателя может быть результатом его участия одновременно в нескольких движениях. О б н а ­ ружение во временном ряду регулярных компонент свидетельствовало бы о том, что нами выявлена некоторая закономерность в динамике показателя, которая требует своего изучения и объяснения. С другой стороны, случайные, несистематические изменения естественно связывать с воз­ действием на ряд каких-то случайных факторов. Итак, очевидна важность дальнейшего разложения временного ряда на регулярные (если они существуют) и случайную компоненты.

Н а этом этапе исследования мы сталкиваемся с некото­ рыми вопросами. Что понимать под регулярными, периоди­ ческими изменениями? Строго периодическое движение с периодом Т лет (месяцев, дней, декад и т. д.) означает, что, если мы разобьем весь временной интервал, на котором рассматривается Наш показатель, на последовательные отрезки в Т лет каждый, изменения показателя на этих отрезках будут в точности совпадать друг с другом.

Н о такая строгая периодичность не имеет места д а ж е для многих процессов, связанных с закономерностями, сущест­ вующими в природе. Тем более она отсутствует в процессах, протекающих в обществе. Однако, как правило, об очень многих колебательных движениях мы можем говорить как о более или менее регулярных;

при этом большая или меньшая регулярность колебания оценивается его близостью к строго периодическому изменению. Д л я периода таких колебаний можно указывать интервал, в котором он изме­ няется, либо рассматривать в качестве периода какое-то среднее значение. Помимо периода, колебательное движение характеризуется также размахом, т. е. амплитудой колебания.

Чем больше амплитуда, соответствующая колебательному движению со средним периодом Т, тем заметнее проявляется это колебание в изменениях показателя. Наоборот, коле­ бания небольшой амплитуды мало сказываются на динамике показателя, т. е. соответствующий этим колебаниям механизм слабо влияет на изучаемую систему.

Таким образом, при анализе временного ряда, оставше­ гося после выделения тренда и сезонной составляющей, нам желательно уметь определять наличие в этом ряду регуляр­ ных составляющих, а также оценивать их регулярность и силу. Д л я этого можно использовать одну из характеристик временного ряда — его спектральную плотность.

Что представляет собой спектральная плотность? Р а с ­ смотрим строго периодические колебания со всевозможными периодами и будем поочередно «примерять», сравнивать каждое из них с нашим временным рядом. Если в нашем ряду имеется регулярное колебание, период которого близок к периоду «примеряемого» периодического колебания, то при «примерке» должна наблюдаться какая-то согласован­ ность, уловить которую нам бы очень хотелось. Д л я «улавли­ вания» согласованности используется спектральная плот­ ность.

Спектральная плотность определяется для любого периода колебаний;

совокупность ее значений для всех периодов называется спектром. Значения спектральной плотности рассчитываются с помощью Э В М по известным формулам на основании данного временного ряда и обычно изображаются графически. При графическом изображении по оси абсцисс откладываются значения периода (или частоты) колебания, по оси ординат — соответствующие значения спектральной плотности.

Предположим, что в нашем временном ряду имеется одно более или менее регулярное колебание со средним периодом Т. Тогда при сравнении ряда со строго периодическим колебанием периода Т, а также с коле­ баниями, периоды которых близки к Т, будет наблюдаться согласованность и значения спектральной плотности в Т и близких к Т точках будут превосходить значения спектральной плотности для других значений периодов.

Соответственно на графике спектра в окрестности точки Т будет отмечаться пик. При этом чем более регулярным и более сильно выраженным в нашем ряду является данное колебание, тем более высоким и узким будет пик в спектре. Наоборот, если период колебания «расплыв­ чат» или амплитуда колебания не очень велика, соот­ ветствующий пик будет невысоким и пологим. При наличии двух или более регулярных колебаний во временном ряду мы будем иметь соответственно два или более пиков в спектре. Д л я временного ряда, состоящего лишь из случайных, несистематических изменений, значения спек­ тральной плотности будут одинаковы для всех значений периодов и спектр ряда графически изобразится прямой., параллельной оси абсцисс. (Действительно, если бы спектральная плотность имела другой вид и спектр ряда был бы не прямой, а содержал всплески в некоторых точках, это бы означало, что в изменениях временного ряда доминируют какие-то более или менее регулярные колебания, а значит, ряд не является случайным.) Из всего сказанного следует, что спектральная плотность позволяет изучать структуру временного ряда, оставшегося после выделения тренда и сезонной компоненты.

О д н а к о сезонная компонента представляет собой очень регулярные колебания, и поэтому в спектре ей также будут соответствовать четкие п и к и. Более того, тренд временного ряда может рассматриваться как колебание с бесконечно большим периодом (а значит, с нулевой частотой), и мощность этой компоненты также будет улавливаться спектральной плотностью.

Спектр указывает на вклад в общую дисперсию про­ цесса каждой из его составляющих и тем самым позво­ ляет определять наиболее важные из них.

Д л я изучения регулярных составляющих очень полезно иметь их «в чистом виде». Спектральный анализ предоставляет и эту возможность. Существующий метод демодуляции позволяет проследить изменение как самой колебательной составляющей, так и ее амплитуды и пе­ риода на протяжении рассматриваемого промежутка вре­ мени.

Наконец, идея разложения временного ряда на состав­ ляющие оказывается чрезвычайно полезной при изучении взаимосвязей между различными процессами. Если два временные ряда, рассматриваемые на одном и том ж е временном интервале, тесно связаны между собой, это не означает, что все составляющие этих рядов также взаимосвязаны. М о ж е т статься, что у коррелированных ря­ дов наблюдается синхронность только медленных колебаний, в то время как колебания средней длительности и быстрые не зависят друг от друга. И л и, возможно, взаимосвязь двух процессов объясняется исключительно взаимосвязью их сезонных составляющих при полной независимости других колебательных компонент и т. д. Кроме того, взаимосвязанные компоненты двух рядов могут быть сдвинуты по ф а з е, т. е. могут опережать или запаздывать одна относительно другой на какой-то промежуток времени.

Знание величины такого упреждения или запаздывания т а к ж е оказывается существенным во многих исследованиях.

Таким образом, спектральный анализ позволяет глубже разобраться в вопросах, касающихся взаимосвязей динами­ ческих рядов. Метод измерения покомпонентной зависимости процессов и определения временных сдвигов в изменениях взаимосвязанных компонент называется кросс-спектральным анализом.

В качестве иллюстрации к приведенному краткому опи­ санию некоторых основных идей и возможностей спектраль­ ного анализа рассмотрим результаты его применения при исследовании рядов государственных доходов и расходов России за 1812—1914 гг. Н а спектрах государственных доходов и расходов (см. рис. 1 и 2) отчетливо видно, что наибольшую мощность в обоих рядах несет компонента тренда. Второй по важности пик соответствует колебанию, средний период которого может быть определен в 8—9 лет. Д а л е е идут пики, соответствующие колебаниям со средними периодами в 4, 8/3 и 2 года для доходов и 4—5 и 2 года для расходов (во втором спектре имеется также менее выра­ женный пик для колебания со средним периодом в 3 г о д а ).

Рис. 1. Спектр ряда государственных доходов России за 1812—1914 гг.

Сплошная линия — спектр исходного ряда с трендом Пунктирная линия — спектр ряда после удаления из него квадратичного тренда Рис. 2. Спектр ряда государственных расходов России за 1812—1914 гг.

Сплошная линия — спектр исходного ряда с трендом Пунктирная линия — спектр ряда после удаления из него квадратичного тренда Сосредоточим внимание на колебании со средним периодом 8 лет. Д л я интерпретации этого колебания с помощью метода демодуляции выделим его «в чистом виде» (рис. 3 и 4 ).

Рассмотрение рис. 3 и 4 позволяет сделать ряд интересных наблюдений. Во-первых, все «падения» компоненты для ряда доходов, приходящихся на 1858—1860, 1865—1867, 1873— 1876, 1881 — 1883, 1890, 1900—1903 гг., совпадают с выделяе­ мыми в литературе по экономической истории годами экономических кризисов в России: 1858—1859, 1866—1867, 1873, 1882—1883, 1890 и 1900—1903 гг. При этом кризисам 1866—1867 и 1890 гг., указываемым как сравнительно неглу­ бокие, соответствуют небольшие «падения» компоненты;

в то же время самое сильное «падение» соответствует самому сильному из шести приведенных кризисов — кризису начала века. Аналогичное совпадение имеет место для «взлетов» компоненты и периодов экономи­ ческого подъема, причем отчетливо выделяется подъем 90-х годов. Д л я 8-летней компоненты ряда расходов указан­ ная картина в общем сохраняется, некоторое расхождение имеется только для периода 1887—1894 гг. Сделанные наблюдения позволяют интерпретировать выделяемую спектром колебательную компоненту со средним периодом 8 лет как соответствующую циклическому развитию экономики России. Интересно отметить, что «раскачивание»

этой компоненты для ряда государственных доходов начинается приблизительно в конце 30-х годов, т. е. во время, определяемое некоторыми исследователями как начало промышленного.переворота в России. Д л я ряда государственных расходов такое «раскачивание» начинается во второй половине 40-х годов.

При предложенной интерпретации необъясненными остаются «подъемы» и «падения» в дореформенный период (за исключением «падения» 1858—1860 г г. ). Выяснение этого вопроса требует привлечения к анализу дополни­ тельных данных, таких, как, например, общий объем промышленного производства или данные о динамике в этот период отдельных статей государственных доходов и расходов.

Н а рис. 5 и 6 представлены изменения во времени амплитуды 8-летнего колебания для рядов доходов и расхо­ дов. ( Д л я наглядности было проведено семичленное скользя­ щее усреднение, результаты которого обозначены пунктирной линией.) Имея в виду то, что размах колебаний характе­ ризует степень проявления соответствующего колебательного движения в общей динамике показателя, отметим значитель 12 Заказ 1737 1 Рис. 7. Диаграмма коге­ рентности рядов государ ственных доходов и рас­ ходов России за 1812— 1914 гг.

Из обоих рядов исключены полиноминальные тренды третьей степени астата ныи рост амплитуды на протяжении всего рассматриваемого промежутка времени. Небольшое уменьшение амплитуды наблюдалось только с конца 40-х и до середины 60-х годов. Заметим, что этот период совпадает в основном с периодом кульминации кризиса крепостничества.

Наконец, на рис. 7 представлена так называемая диаграмма когерентности. для рядов государственных доходов и расходов. П о оси абсцисс этой диаграммы откладываются периоды (или частоты), а по оси ординат — соответствующие значения когерентности. Когерентность для периода Т представляет собой показатель тесноты связи между колебательными компонентами периода Т двух временных рядов. Свойства этого показателя аналогичны свойствам коэффициента детерминации: когерентность мо­ жет принимать значения от 0 до 1;

чем ближе значение когерентности к 1, тем более согласованно изменяются соответствующие компоненты двух рядов;

наоборот, значе­ ния, близкие к 0, указывают на слабую взаимосвязь компонент. Как следует из диаграммы на рис. 7, у рядов государственных доходов и расходов наблюдается тесная взаимосвязь практически по всем компонентам.

Итак, рассмотрение графиков на рис. 1—7 позволяет нам сделать предположение о том, что динамика государ­ ственных доходов и расходов России в 1812—1914 гг.

складывалась из двух основных движений — общего посту­ пательного и циклического, начавшегося в 30—40-х годах X I X в. и связанного с циклическими изменениями экономики страны. Таким образом, спектральный анализ выявляет в рядах государственных доходов и расходов информацию, которая может использоваться в исследова ниях по вопросам развития промышленности, генезиса капитализма в России, периодизации отечественной истории й т. д., и тем самым увеличивает источниковедческий потенциал этих данных.

В целом представляется, что предлагаемый математи­ ческий метод может оказаться полезным вспомогательным средством анализа в исторических исследованиях, связанных с изучением динамических процессов.

В заключение автор выражает признательность члену корреспонденту А Н С С С Р профессору И. Д. Ковальченко за сделанные рекомендации.

ПРИМЕЧАНИЯ Ковальченко И. Д. Исторический источник в свете учения об информа­ ции: (К постановке проблемы). — История С С С Р, 1982, № 3, с. 129—148.

Ковальченко И. Д., Милое Л. В. Всероссийский аграрный рынок. X V I I I — начало X X в.: Опыт количественного анализа. М, 1974;

Дробижев В. 3., Устинов В. А., Соколов А. К- Рабочий класс Советской России в первый год пролетарской диктатуры: Опыт структурного анализа материалов про­ фессиональной переписи 1918 г. М., 1974;

Кахк Ю. Ю. К вопросу о ти­ пологии крестьянских хозяйств в Эстонии в начале X I X в. Таллин, 1975;

Ковальченко И. Д., Бородкин Л. И. Аграрная типология губерний Европейской России на рубеже X I X — X X вв.: (Опыт многомерного коли­ чественного анализа). — История С С С Р, 1979, № 1, с. 59—95;

Бока рев Ю. П. Бюджетные обследования крестьянских хозяйств 20-х годов как исторический источник. М., 1981;

Ковальченко И. Д., Селунская Н. Б., Литваков Б. М. Социально-экономический строй помещичьего хозяйства Европейской России в эпоху капитализма: Источники и методы изучения.

М., 1982.

Например, минимум годовой температуры не приходится всегда на один и тот же месяц, а в разные годы наблюдается то в январе, то в феврале или декабре и имеет при этом разные значения. Поэтому мы можем гово­ рить только о среднем периоде в 12 месяцев для колебаний временного ряда, составленного из среднемесячных температур, и о средней амплитуде этих колебаний.

В нижеследующем тексте мы поступаемся строгостью ради популярности изложения. Подробное и сравнительно доступное изложение основных идей спектрального анализа можно найти в кн.: Гренджер К-, Хатанака М.

Спектральный анализ временных рядов в экономике. М., 1972.

Здесь следует сделать некоторые замечания. При спектральном анализе ряда, значения которого фиксировались через равные промежутки вре­ мени, мы не можем обнаружить колебания, периоды которых меньше двух интервалов измерения. Так, например, если ряд состоит из еже­ годных данных, наименьший период колебаний, для которого может быть оценена спектральная плотность, равен двум годам. Кроме того, чтобы с помощью спектрального анализа можно было четко выявить коле­ бание некоторого периода, длина рассматриваемого временного ряда должна по крайней мере в пять—семь раз превосходить период этого ко­ лебания. Вообще, практики спектрального анализа указывают, что данный метод может успешно применяться при изучении рядов, состоящих не ме­ нее, чем из 80—100 значений.

Одной из особенностей спектрального анализа является то обстоятель­ ство, что если он выделяет во временном ряду колебание с периодом Г, то одновременно с этим он может выделить и так называемые гармо­ ники этого периода, т. е. колебания с периодами Г/2, Г/3, Г/4 и т. д.

При этом колебания с такими периодами могут не иметь самостоятельного значения, а лишь уточнять форму колебания с периодом Г. (Послед­ нее связано с тем, что любое периодическое колебание с периодом Г может быть представлено как сумма синусоид с периодами Г, Г/2, Г/3, и т. д.) Поэтому, если во временном ряду, состоящем из ежемесячных данных, присутствует сезонная компонента, на графике спектра ей, возможно, бу­ дет соответствовать не только пик, определяющий колебание с 12-месяч­ ным периодом, но также и все или некоторые из пиков, определяю­ щих колебания с 6-, 4-, 3-, 2,4- и 2-х месячными периодами.

Хромов П. А. Экономическое развитие России в X I X — X X вв. М., 1950.

Прилож., табл. 1, 2, 3, 25а, 256, 25в, 25г, 25д, 26а, 266, 26в, 26г, 26д.

Государственные доходы и расходы за 1812—1839 гг., данные в ассиг­ национных рублях, переведены по курсу ассигнационного и кредитного рубля.

См. сн. 6. Рассмотрение выделенных спектром гармоник 8-летнего периода, а также суммы этих колебаний и колебания с лериодом в 8 лет здесь проводиться не будет.

Хромов П. А. Экономическое развитие России. М., 1967;

Мендельсон Л.

Экономические кризисы и циклы X I X в. М., 1949;

Струмилин С. Г.

Промышленные кризисы в России. — Проблемы экономики, 1939, № 5, 1940, № 2.

ПОЛИТИЧЕСКАЯ ИСТОРИЯ И ИСТОРИЯ КУЛЬТУРЫ Л. Е. Морозова КОЛИЧЕСТВЕННЫЕ МЕТОДЫ В ИЗУЧЕНИИ ТАК Н А З Ы В А Е М О Й Р У К О П И С И Ф И Л А Р Е Т А — ПАМЯТНИКА «СМУТНОГО ВРЕМЕНИ»


Одним из этапов комплексного и целостного подхода к изучению средневековых повествовательных источников является определение степени их взаимовлияния. Д е л о в том, что коллективное творчество древнерусских авторов подразумевало и переносы из одного произведения в другое образов, мыслей и отдельных кусков текста, и создание новых произведений на сюжетной основе предшествующих, и использование более ранних текстов в качестве составных частей позднейших. Поэтому выявление взаимозависимостей текстов помогает в решении вопроса о происхождении того или иного памятника, в установлении круга его источников, этапов создания и т. д. Кроме того, сравнение текстов памятников между собой дает возможность судить о степени информативности того или иного источника и получить характеристику содержащейся в них инфор­ мации — вторичная или уникальная. В итоге это позволяет оценить степень адекватности, т. е. достоверности, изучае­ мого произведения, что является основной целью источнико­ ведческого исследования.

Очень часто в исследовательскую задачу входит сравне­ ние большого количества объемных текстов. Например, комп­ лекс памятников по истории «Смуты» конца X V I — н а ч а л а X V I I в. состоит из более 30 достаточно больших произведе­ ний, плодотворное изучение которых возможно только при целостном подходе '.. Велики по объему летописи и хроно­ графы, исследуемые только комплексно и целостно. Однако традиционные текстологические приемы, связан­ ные с построчным сличением текстов памятников, позво­ ляют сравнивать одновременно не более 2—3 больших произведений. При этом исследователь часто оказывается в лабиринте отрывков, которые то совпадают, то отличаются.

В этих условиях крайне затруднена возможность общей характеристики взаимозависимости текстов и содержащейся в них информации. Комплексный и целостный подход для большого числа произведений при этом совсем исключен.

Следовательно, возникает задача выработки таких текстологических приемов, которые бы позволяли сравнивать большие по объему, многочисленные и разнообразные по виду повествовательные источники для получения четкой картины их взаимозависимости.

М о ж н о предложить два направления поисков. Во-первых, необходима разработка системы упорядочения текстов для приведения их к сопоставимому виду. Выбор ее должен быть полностью подчинен задачам исследования и учитывать характер источников. Во-вторых, нужно найти такие свойства текстов, которые бы отражали их основные особенности (в соответствии с задачей исследования) и были легко сравнимы. При выборе характеристик текста можно использовать приемы, предлагаемые методом контент-анализ, который позволяет выделять в тексте символы-информанты, рассматриваемые как первичные признаки содержания. В итоге исследовательский материал станет система­ тизированным и формализованным, что даст возможность применить математико-статистические методы для его обра­ ботки. Это позволит получить количественную характе­ ристику взаимозависимости текстов, дать им оценку, иметь общее представление в сравнительном виде обо всех источниках одновременно. При этом ни объем исследо­ вательского материала, ни его разнообразие, ни сложность внутренних переплетений не будут преградой для тексто­ лога.

Вышеприведенные положения были реализованы при решении конкретной исследовательской задачи — изучении Рукописи Филарета.

Рукопись Филарета является одним из интереснейших и уникальных источников периода «Великой смуты» в Россий­ ском государстве конца X V I — н а ч а л а X V I I в. О н а сохрани­ лась в единственном экземпляре, имеющем много пропусков, исправлений и вставок. Писана на столбцах различных клейм первой половины X V I I в. Вероятно, первоначально столбцы были длинные, но потом разрезаны и в настоящее время представляют собой 67 листов разной в е л и ч и н ы. П. М у х а н о в, опубликовавший этот памятник, провел тщательное палеографическое исследование рукописи и вы делил в основном тексте 6 почерков, во вставках и правке — 4. В итоге он сделал вывод, что данное произведение состоит из 6 различных хроник, созданных в разных частях России, которые были объединены вместе по заданию патриарха Филарета, собственноручно отредактировавшего их. Несомненно, что повторное изуче­ ние филиграней и почерков может дать новые результаты.

Однако оно является предметом специального исследования и в задачи данной статьи не входит.

Мнение П. Муханова о самостоятельном происхождении и сложном составе Рукописи Филарета не было поддержано другими исследователями. А. Кондратьев сделал вывод, что она — единое целое, переписана шестью переписчиками с отдельного произведения — хронографа Сергея Кубасова.

Сейчас этот хронограф известен как Повесть Катырева Ростовского. Кроме хронографа, по мнению А. Кондратьева, при составлении Рукописи был использован древнейший извод Нового летописца — Летопись о многих мятежах (сейчас она считается позднейшей редакцией). Датой создания памятника он считал 1630—1633 гг. Выводы А. Кондратьева были в основном приняты всеми последующими исследователями. С. Ф. Платонов считал Рукопись официальной летописью Филарета, создан­ ной на основе труда Катырева, однако он отмечал, что в Рукописи много вставок, имеющих большую истори­ ческую ценность. При сравнении с Новым летописцем он отмечал общность источника, но находил много раз­ личий и противоречий, которые объяснял изменениями политических взглядов в кругах патриарха. Е. Н. Кушева, считая Рукопись переделкой Повести Катырева, относила ее к числу подготовительных работ по созданию Нового л е т о п и с ц а. Л. В. Черепнин видел в ней иной вариант патриаршей летописи в сравнении с Новым летописцем. Изучение Рукописи традиционными источниковедческими методами привело к следующим выводам: памятник возник в канцелярии патриарха Филарета, вторичен, так как является переделкой одного из первых сводных трудов о «Смуте» — Повести Катырева. При ее создании были использованы дополнительные источники, одним из них был Новый летописец.

Однако оставались некоторые недоумения: почему Рукопись, считающаяся официальной летописью Филарета, значительно отличается в характеристике В. Шуйского, П. Ляпунова и некоторых других деятелей «Смуты»

и событий от других официальных произведений, возникших в патриаршество Филарета: Новый летописец, Повесть Катырева, Сказание Авраамия Палицына и др. Почему черновой характер в Рукописи имеют не только вставные куски, но и те, которые совпадают с Повестью Катырева, при этом вставки Рукописи оказываются внесенными в текст Повести. Не решен вопрос и об источниках Рукописи, и о связях с другими произведениями периода «Смуты».

Таким образом, в изучении Рукописи возникают сле­ дующие задачи: выявить источники сведений, сообщенных в ней, определяя, все ли они восходят к Повести Катырева, Новому летописцу или какому-либо другому известному памятнику «Смуты»;

дать сравнительную харак­ теристику содержащейся в ней информации (уникальная или вторичная), найти место в системе памятников «Смуты».

Выполнение данных задач позволит получить общее представление о Рукописи как источнике.

Д л я решения перечисленных задач необходимо про­ извести сравнительный анализ текста Рукописи в пер­ вую очередь с Повестью Катырева и Новым летопис­ цем ", а также с другими известными произведениями «смутного времени», описывающими тот ж е хронологи­ ческий период: Иное сказание, Хронограф 1617 г., Повесть Хворостинина, Временник • Тимофеева, Пискаревский и Вельский летописцы, Сказание А в р а а м и я Палицына Карамзинский хронограф. Поскольку построчное сличение | 11 достаточно больших по объему произведений (например, текст Нового летописца занимает целый том ПСРЛ) представляется почти неразрешимой задачей, то необходимы выработка принципов систематизации всех текстов и выбор символов-информантов, которые бы отражали основное содержание произведений и были легко сравнимы.

Наиболее удобный принцип систематизации источников, описывающих на протяжении времени какие-либо собы­ тия, — хронологический. Он заключается в том, что тексты самых различных источников делятся на отрывки по годам.

Это дает возможность сравнивать не весь текст, а только его часть, описывающую один год, с такими же отрыв­ ками в других текстах. Однако и при таком упорядо­ чении текстов ооъем работы остается очень большим.

Требуется некоторая формализация содержания, д а ю щ а я возможность сравнивать не весь текст, а только его коды — символы-информанты. Д л я памятников «Смуты» символами информантами были признаны следующие: объем текста в значимых словах по годам, полные даты, встречающиеся в к а ж д о м отрывке, имена исторических деятелей, географи ческие названия, «святыни», ссылки на источники. В а ж н ы м показателем может стать фиксация ошибок памятника, д а ю щ а я возможность определить его адекватность.

Объем текста в значимых словах показывает, в каких произведениях изложение событий более подробное и за какие годы, и где описание отсутствует. Кроме того, сходство в колебаниях объемов по годам дает возможность поставить вопрос об общности источниковой базы и про­ исхождения памятников. Поясним данное положение. Если авторы двух сравниваемых произведений имели одинаковый архив, то наиболее подробно они* опишут те события, о которых сохранилось больше документов, и совсем не опишут те, о которых ничего не осталось. (Данные соображения были положены в основу ряда методов, использованных при изучении различных нарративных источников.).І Поскольку основная задача исследования — сравни­ тельный анализ текста Рукописи Филарета, то сопоставление объемов всех текстов производилось именно с ней. Д л я удобства сравнения подсчитанные функции объемов одинако­ вых хронологических отрывков заносятся в таблицу.


Д л я того чтобы иметь возможность сравнивать объемы текстов с Рукописью, вводится понятие коэффициента близости.

Обозначим * —объем изучаемого 0-го текста для t - r o года, t= Т..., Т, и где 7"і — начальный год;

Т — конечный год;

УІ — объем текста любого сравниваемого с Рукописью /-го памятника для t - r o года, і = 1, я, где я — число памятников.

— коэффициент близости объема /-го текста к объему 0-ого текста для t - r o года.

— коэффициент близости /-го текста к 0-ому для всего периода Г,,..., Т. Если погодные объемы текстов одинаковы, то а,- = 0.

Чем больше погодные различия текстов, тем больше величина а,-.

Следующий символ-информант — полная дата, встре­ чающаяся в каждом погодном отрывке. Наличие или отсут­ ствие дат, совпадение их или различие играют существенную роль в изучении памятников «Смуты», поскольку часть их носит летописный характер и имеет погодное расположение текста, историографический характер других произведений предполагает использование общих летописных источников '. Поэтому совпадение дат этот факт может подтвердить.

Имена исторических деятелей и географические названия также отражают основное содержание данных источников.

Выбор их в качестве символов-информантов объясняется тем, что главные события «Смуты» — это частая смена правителей, борьба за власть, военные походы против самозванцев, восставших крестьян, интервентов, создание ополчений и т. д. Именами царей, полководцев, самозванцев, изменников, участников и организаторов ополчений бук­ вально насыщены страницы памятников. Часто упоминаются и географические названия. Вся страна охвачена «Смутой», события происходят и на улицах столицы, и в маленьких городках на юге и западе страны. География описаний очень велика. Значительно реже упоминаются церковные «святыни» и какие-либо источники. Но в совокупности эти показатели могут играть дополнительную роль в определении источниковой зависимости текстов.

Д а т ы, имена, географические названия, о т р а ж а я основное содержание текстов, играют роль кодов для каждого погодного объема текста. При их совпадении можно выдвигать гипотезу о зависимости текстов. Содержательный анализ (построчное сличение текстов) либо подтвердит ее, либо отвергнет. Если совпадение отсутствует, то вряд ли данные произведения зависимы.

Погодное сравнение по кодам может указать на сложную зависимость текстов. Например, за один или несколько лет памятник может быть связан с одним источником, за другие — с другим. Кроме того, это даст возможность оценить информацию в произведении: уникальная, восходит к документальным источникам или повторяется во всех памятниках.

Д л я удобства сравнения дат, имен, географии разрабо­ таны некоторые количественные приемы. Д л я каждого памятника погодно подсчитывалось общее количество символов-информантов каждого вида, затем определялось число совпадений с Рукописью. В итоге строилась матрица, наглядно показывающая, сколько раз погодно совпали даты, имена, география в памятниках, сравниваемых с Рукописью. Д л я четкого представления о взаимозависи­ мости было введено понятие коэффициента близости.

Обозначим: Х' — множество элементов данного вида (дат, имен и т. д. ), встречающихся в тексте Рукописи для t - r o года;

\Х' \—их количество;

Х\—множество элементов данного вида, совпадающих в тексте Рукописи с любым сравниваемым /-м текстом для /-го года;

\Х\— их количество;

5о=Д|*о| — число элементов данного вида в тексте Рукописи для всего периода, f, t Т \ Si = У \Х'\ t=T, — число элементов данного вида в /-м тексте, совпадающих с Рукописью за весь период.

Тогда формула коэффициента близости /-го текста с текстом Рукописи будет иметь следующий вид:

4- • Ю 0 % р\ = (2) Рассмотрим первый символ-информант — объем текстов в значимых словах за каждый год.

Рукопись Филарета описывает довольно небольшой хронологический период — с середины 1606 г. до начала 1613 г. включительно. Поэтому объемы всех текстов сравни­ вались именно за эти годы. Д л я удобства построена таблица, в которую занесены объемы произведений по годам (табл. 1).

Попробуем прокомментировать табл. 1, обращаясь непосредственно к текстам произведений.

За 1606 и 1610 гг. объем текста Рукописи превышает и Повесть Катырева, и Новый летописец, т. е. те произве­ дения, от котбрых она считается зависимой. З а 1610 г.

описание событий в ней самое обширное в сравнении с другими памятниками. Посмотрим, за счет чего объем Рукописи превышает Повесть Катырева. Сравнивая тексты за 1606 г., можно обнаружить, что в Рукописи подробнее описано возведение на престол Василия Шуйского:

весь народ, духовенство, бояре и др. единодушно по велению бога избрали В. Шуйского как самого достойного из всех, борца с самозванцем, потомка великих князей. Описание занимает несколько страниц текста (с. 263—266) '. В Повести Катырева этому событию отведено всего 36 строк Таблица Объемы рукописей, л.

Год Произведения 1607 1606 1608 1610 1611 339 1667 847 3640 1848 1512 Рукопись Филарета 600 1000 1550 1500 Повесть Катырева 1000 1570 945 1890 1197 3159 2889 4176 Новый летописец 750 1100 1550 2540 780 1200 Вельский летописец 1270 1270 280 280 1615 2535 Сказание Авраамия 400 530 360 1060 Пискаревский летопи- 3110 — Повесть Хворостинина 1050 800 470 470 400 350 240 175 7000 316 700 Иное сказание 84 244 484 50 1184 516 Хронограф 1617 г.

Временник Тимофеева 7400 1100 1800 2400 2800 285 630 1295 427 924 1594 160 1610 Карамзинский хроно граф (с. 5 8 2 ), в которых сообщено, что избрание Василия было делом рук его сторонников. Аналогичным образом это событие представлено в Новом летописце и Сказании А в р а а м и я. Хвалебно, как в Рукописи, — только в Ином сказании.

Еще одно событие 1606 г. — перенесение мощей царевича Дмитрия — описано в Рукописи со всеми подроб­ ностями (с. 266—272). В Повести оно занимает всего 31 строку (с. 583). В сравнении с другими памятниками обнаруживается, что только в Рукописи сообщены подроб­ ности встречи посланцев царя в Угличе, «чудеса», связан­ ные с явлением мощей, исцеление больных. Более детально описаны в Рукописи и последующие события этого года:

восстание И. Болотникова, борьба с ним войск В. Ш у й с к о г о, хотя здесь текст дефектен — содержит большие пропуски (на с. 266 и 272 он внезапно начинается и также внезапно обрывается).

В тексте Рукописи за 1610 г. есть описания, отсутству­ ющие в Повести: смерть и похороны М. Скопина Шуйского, действия М. Салтыкова и других изменников против царя Василия, измена немецких и шведских войск под Клушиным, пленение Новгорода, подробности свержения В. Шуйского и его дальнейшая судьба, смерть Лжедмитрия II и ряд других. Поэтому, несмотря на утрату ряда листов (наглядно прослеживается на с. 295 и 297), объем Рукописи за этот год значительно превышает Повесть.

За 1611 и 1612 гг. текст Рукописи также больше.

В ней подробнее описаны походы гетмана Хоткевича и взятие Москвы сначала войсками I ополчения, потом I I. П р а в д а, за 1612 г. текст дефектен, нарушена хронологическая последовательность, есть пропуски.

Все данные наблюдения показывают, что, помимо Повести, при создании Рукописи были использованы до­ полнительные источники. Посмотрим, является ли одним из них Новый летописец.

Если сравнить описание некоторых сюжетов Рукописи, отсутствующее в Повести, с Новым летописцем, то сходство не обнаруживается. Например, свержение В. Шуйского только в Рукописи представлено делом рук неразумного народа, который, несмотря на увещевания со стороны бояр и патриарха Гермогена, «омрачился умом и стал как п ь я н ы й... дерзость на дерзость прилагая» (с. 293).

В Новом летописце основной виновник этого события — П. Л я п у н о в. Он осуждается д а ж е за руководство ополчением:

был горд, несправедливо расправлялся с подчиненными (97, 99—100, 112). В Рукописи, напротив, П. Ляпунов вся­ чески прославлялся как руководитель освободительной борьбы. Его смерть описана как всеобщее горе.

З а 1607, 1608 и 1609 гг. текст Рукописи меньше Повести, но необходимо учитывать, что в нем много недостающих листов. Т а к, первое упоминание имен царевича Петруши — одного из самозванцев (с. 2 7 3 ), Якова Пунтусова и М. Скопина-Шуйского (с. 287) снабжено эпитетом «предреченный», что предполагает упоминание их раньше. Однако в предшествующем тексте их нет.

Таким образом, сравнение объемов Рукописи по годам с другими произведениями «Смуты» позволяет сделать некоторые выводы и предположения. Полной зависимости текста Рукописи от Повести Катырева нет. З а 1610 г.

описание событий в ней превышает объемы всех других памятников, д а ж е несмотря на очевидную утрату листов.

Д л я того чтобы выяснить, с каким из текстов больше всего коррелирует объем Рукописи по годам, были найдены величины коэффициентов близости а по формуле ( 1 ).

Д л я его вычисления были определены отношения объемов каждого текста к объемам Рукописи, потом найдены вели­ чины отклонений данных отношений от 1 (отношение объема Рукописи к себе с а м о м у ). С у м м а р н а я величина отклонений (в абсолютном значении) за все годы, деленная Таблица Результаты вычислений коэффициента а и суммарного отклонения Коэффициент Произведение Суммарное отклонение Повесть Катырева 0,4 + 0, Пискаревский летописец 0,6 — 1, Вельский летописец 0,7 + 2, 0,7 —3, Повесть Хворостинина Карамзинский хронограф 0,9 + 1, Хронограф 1617 г. 0,9 -2, Иное сказание 1,2 + 2, + 12, Новый летописец 1, + 11, Временник Тимофеева 1, 2,2 + 14, Сказание Авраамия на количество лет (в данном случае 8) и будет коэффициен­ том близости. При полном совпадении объемов он будет равен 0, поэтому, чем больше его величина, тем больше объем сравниваемого текста отличается от Рукописи. М о ж н о найти величину суммарного отклонения и в относительном значении, т. е. со знаками « + » и « — ». В этом случае, чем больше положительное значение, тем больше Рукопись превышает объем сравниваемого текста, и, напротив, чем меньше отрицательное значение, тем меньше его объем Рукописи (табл. 2 ).

Величина коэффициента близости а показывает, что с Повестью Катырева, Повестью Хворостинина, Писка ревским летописцем и Вельским летописцем прослеживается определенная близость в объемах Рукописи. Некоторое сходство есть с Карамзинским хронографом и Хронографом 1617 г. Величина суммарного отклонения подтверждает это, но, в свою очередь, свидетельствует о том, что Повесть Катырева немного больше Рукописи, больше объем Карамзинского хронографа и Вельского летописца, мен ше — Пискаревского летописца, Хронографа 1617 г. и Пове­ сти Хворостинина.

Интересно, что основная часть произведений, с которыми обнаруживается сходство объемов Рукописи, носит хроно­ графический характер (летописи, хронографы) и является, по-видимому, наиболее ранними произведениями о «Смуте».

Другие произведения, значительно отличающиеся от Ру­ кописи (Новый летописец, Сказание А в р а а м и я, Временник Тимофеева, Иное сказание), возникли уже позднее и носят историографические черты, т. е. не являются погодными записями, а составлены из различных источников. Это наблюдение позволяет выдвинуть пока еще очень шаткое предположение о том, что Рукопись также является ранним произведением летописного характера.

— даты, встречающиеся Второй символ-информант в тексте. Сравнение их по всем текстам дает следующее.

За 1606 г.- в Рукописи сообщены 2 даты. Обе совпадают с датами Иного сказания, одна из них — с Пискаревским летописцем. З а 1607 г. в тексте 4 даты, не встречающиеся в других памятниках. З а 1608 г. — одна дата, сообщается только в Рукописи. З а 1610 г. — 6 дат, из них только одна есть в Повести Катырева и Вельском летописце.

З а 1611 г. сообщено 7 дат, 2 из них есть в Вельском летописце, 1 — в Хронографе и Сказании Авраамия.

З а 1612 г. — 4 даты, 3 из них есть в Новом летописце, 1 — в Сказании и Пискаревском летописце. За 1613 г. — 1 дата, которая есть во всех других произведениях, — год избрания Михаила на царство.

Для наглядности словесный разбор может быть представлен в виде матрицы.

И з последующего рассмотрения исключены Повесть Хворостинина и Временник Тимофеева, так как в них почти нет дат, имен и географических названий. В скобках указано все количество дат (табл. 3 ).

В табл. 3 не вошел Карамзинский хронограф, который содержит много дат, но из них только одна совпадает с Рукописью.

Таким образом, получается, что из всего количества дат Рукописи (их 25) 15 не встречается ни в одном памятнике, больше всего их в тексте за 1610 и 1611 гг.

При сравнении дат Рукописи с другими произведениями обнаруживается, что некоторые из них не совпадают, хотя обозначают одинаковые события. Т а к, в Рукописи сообщено, что войска Жолкевского подошли к Москве 16 июля 1610 г., в Вельском летописце — 24 июля. Д а т а свержения В. Ш у й ­ ского в Рукописи — 18 июля, в Ином сказании, Пискаревском летописце, Хронографе 1617 г. — 17 июля, в Сказании Авраамия — 19 июля, в Новом летописце назван только месяц июль. Смерть Гермогена, согласно Рукописи, произошла 17 января 1612 г. — «от зноя з а т х о ш а с я »

(319), в Новом л е т о п и с ц е — 17 февраля от голода (117).

21 августа 1612 г. отмечен в Рукописи приход войск Минина и П о ж а р с к о г о под Москву, в Новом летописце — поход гетмана Хоткевича к Москве. 23 августа в Рукописи — Таблица Матрица дат Рукописей Количество д а т, совпадающих с Рукописью Год сец сец ИИ з:

ятаg ельс с летоп о о ю га о. пл * о S ^ ш™ ч X 1606 2 — — — — — — — — — — 1607 4 4 — — — — — — 1608 1 1 -(1) — — — — 1609 - (1) — 1610 6 5 - (1) — — — 1611 7 5 - (1) — — 1612 4 3 — — — 1 1613 1 1 1 1 1 (О — Итого 25 15 3 2(5) 4 3 3 сражение с гетманом, в Новом летописце эта дата испра­ влена на 24 августа (как в Ином с к а з а н и и ).

Все это свидетельствует о том, что большая часть дат Рукописи имеет самостоятельное происхождение и не восходит ни к Повести Катырева (две совпадающих д а т ы ), ни к Новому летописцу (четыре совпадающих д а т ы ).

Но за отдельные годы можно обнаружить тождество: даты 1606 г. совпадают с Иным сказанием, даты 1612 г. — частично с Новым летописцем. С Вельским летописцем столько ж е совпадающих дат, сколько с Новым летописцем.

Рассмотрим третий символ-информант—имена исторических деятелей. Д л я удобства сравнения была построена матрица, указывающая на число совпадающих имен между Рукописью и другими памятниками (табл. 4 ).

Анализ матрицы показывает, что из 115 имен (в их число не были включены имена правителей как наиболее часто встречающиеся во всех произведениях) 43 имени не встречается в остальных произведениях. С Повестью совпадает только 53 имени ( 5 0 % ), много совпадений с Карамзинским хронографом (48 имен), и это не случайно, так как он фактически является разрядной книгой, фиксировавшей служебные перемещения. Есть совпадения 13 Заказ Таблица Матрица имен Рукописей Количество имен, совпадающих с Рукописью Год со о сец * О. qj ** tj Я тата s:

л то Бельсі летопі 3 та с;

с о о к -Я К" °5а та а. ч X« Ь ю™ б 1 1 5 1 19 9 8 4 (8) — — 2 — — 1607 3 2 (3) с 1 О 2 (7) 17 12 — 1608 0 о — — — 5 (8) 1609 6 — 4 22(29) 7 4 37 10 — — — 2 1 1611 14 6 — 8 (9) — — 1 5 (5) 1612 14 4 — 4 (4) 1 — 1613 2/ /9 5 53 (73) Итого 115 43 и со Сказанием Авраамия (21), с Новым летописцем (19)', с Вельским (16).

Проследим совпадения по годам. З а 1606 г. больше всего имен совпадает с Иным сказанием (так ж е, как в таблице д а т ). Эти совпадения могут свидетельствовать 0 зависимости данных произведений. Проверим это пред­ положение, обращаясь непосредственно к текстам произ­ ведений. Оказывается, совпадающие имена — это имена лиц, посланных в Углич за мощами Дмитрия. Они встречаются и в других памятниках, но самый полный перечень дан в грамоте от 6 июня, помещенной в Ином сказании, почти так ж е полно он представлен только в Рукописи. А. Кон­ дратьев обнаружил в нем небольшой пропуск, приведший к ошибке в имени Спасского архимандрита. Такую же ошибку он отметил в грамоте царицы М а р ф ы в г. Елец, написанной через три месяца после перенесения мощей. Аналогичные грамоты, вероятно, были посланы и в другие города, поэтому вполне вероятно их использование в. Ру­ кописи. Сходство в датах (19 мая — избрание В. Шуйского, 1 июня — венчание) также может быть объяснено использо­ ванием документальных источников.

В тексте Рукописи за 1606 г. встречаются и другие имена. Например, имя новгородского митрополита Исидора, отсутствующее в других памятниках. Д е л о в том, что только здесь и еще в Летописи о многих мятежах сообщено, что В. Шуйского венчал Исидор, в других памятниках — либо Гермоген (Новый летописец), либо Крутицкий митропо­ лит (Пискаревский летописец), либо бог (Иное сказание).

Этот факт свидетельствует о хорошей осведомленности автора Рукописи, так как В. Шуйский всячески скрывал, что его избрание произошло без патриарха и в одной из официальных грамот с о о б щ а л, что его венчал Гермоген, который в это время еще не был патриархом и находился в изгнании. О б этом подробно сообщено в Рукописи (266).

В тексте Рукописи за 1607 г. упомянуто имя М е ш к а Кравкова, «прославившегося» тем, что во время осады Тулы он, возведя плотину, затопил город. В Повести Катырева его имени нет. В Новом летописце он назван Фомой Суминым Кравковым (77). В Карамзинском Х р о ­ нографе — Иваном Суминым Кровковым и сведения об этом событии самые подробные (337). В «Ономастиконе»

С. В. Веселовского сообщено, что М е ш о к и С у м а были прозвищами в роде Кравковых. У него есть упоминание о неком Осипе М е ш к е С у м и н е. Все это свидетельствует о том, что современники точно не знали имя этого участника Тульской осады и поэтому приводили его по-разному. И м я, данное ему в Рукописи, в других произведениях не встре­ чается, т. е. имеет самостоятельное происхождение.

В тексте за 1608 г. есть два имени, не встречающихся в Повести и других памятниках, кроме Нового летописца и Карамзинского Хронографа. Это имена Петра Буйносова Ростовского и его дочери Марии Петровны. Они встречаются в связи с сообщением о женитьбе царя Василия. В сравнении с Новым летописцем и Карамзинским Хронографом в Рукописи это событие описано подробнее: указана точная дата (14 я н в а р я ), отсутствующая во всех остальных произ­ ведениях, отмечено, что брак был законным и благословил его патриарх Гермоген (276). Это также свидетельствует о самостоятельном происхождении сведений Рукописи.

В тексте Рукописи за 1610 г. упомянуто 10 имен, не встречающихся в остальных памятниках. Среди них имя князя Олексея (Воротынского). Его имя употреблено в связи с описанием обстоятельств гибели М. Скопина Шуйского. Именно на его крестинах, по предположению автора Рукописи, освободитель Москвы был отравлен кн. Екатериной, женой кн. Д. И. Ш у й с к о г о. И м я кн. Ека­ терины встречается еще в Новом летописце. Н о в Сказании о М. Скопине-Шуйском она названа М а р и е й, дочерью 13* Малюты Скуратова (имя Олексея там тоже есть). Д е й ­ ствительно, есть сведения, что жена Д. И. Шуйского была дочерью М. ' Скуратова, так ж е, как и жена Бориса Годунова — царица М а р и я. Н о вряд ли две сестры имели одинаковые имена, поэтому имя в Рукописи, скорее всего, болееправильное. Там же дается самое подробное описание этого события: яд был подмешан в вино во время «пере­ ливания», после этого у Михаила «пустися руда (кровь Л. М. ) из носа и изо рта и пребысть похищение смертное»

(288). Это опять ж е свидетельствует об оригинальности происхождения текста Рукописи.

Только в Рукописи встречаются два имени: Еуфимий, спасский архимандрит, и Кирилл, вознесенский архимандрит.

Это духовные лица, входящие в Смоленское посольство.



Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |
 





 
© 2013 www.libed.ru - «Бесплатная библиотека научно-практических конференций»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.