ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 267
Скачиваний: 1
Срединные |
Частоты |
Отклонения |
значения классов |
классовых вариант |
|
или классовые |
(Р) |
от условий |
варианты |
средней |
|
(X) |
|
(а = X — А ) |
|
|
8,9 |
2 |
- 2 ,8 |
9,6 |
3 |
- 2 ,1 |
10,3 |
9 |
— 1,4 |
11,0 |
17 |
- 0 ,7 |
Итого . . . |
— |
— |
А = 11,7 |
25 |
0 |
12,4 |
23 |
+ 0 ,7 |
13,1 |
10 |
+ 1,4 |
13,8 |
7 |
+2,1 |
14,5 |
4 |
+ 2 ,8 |
Итого . . . |
— |
— |
С ум м а. . . |
100 |
— |
|
Т а б л и ц а |
9 |
|
Произведения |
X — А |
|
|
отклонений |
|
|
|
а = -------- |
ра |
|
|
на частоты |
і |
|
|
(ра) |
|
|
|
—5,6 |
- 4 |
- 8 |
|
- 6 ,3 |
- 3 |
- 9 |
|
- 1 2 ,6 |
- 2 |
- 1 8 |
|
— 11,9 |
— 1 |
- 1 7 |
|
- 3 6 ,4 |
— |
- 5 2 |
|
0 |
0 |
Ѳ |
|
+ 16,1 |
+ 1 |
+23 |
|
+ 14,0 |
+ 2 |
+20 |
|
+ 14,7 |
+ 3 |
+21 |
|
+ 11,2 |
+ 4 |
+ 16 |
|
+56,0 |
— |
+80 |
' |
+ 19,6 |
— |
+28 |
|
Сравнивая тот и другой способы расчета средней, нельзя не отдать второму способу преимущество перед первым.
Способ суммирования
Существует еще один довольно простой и оригинальный спо соб определения средней арифметической, основанный на пред варительной кумуляции частот вариационного ряда, который на зывается способом суммирования. Кумуляция, или последова тельное суммирование (интеграция) частот, производится с противоположных концов к центру ряда — до условной средней А либо в направлении от максимальной варианты до конца ва риационного ряда. Отметим два варианта определения средней
(х) этим способом. |
ариф |
Первый вариант. На безынтервальных рядах, средняя |
|
метическая легко вычисляется по следующей формуле: |
|
d |
(22) |
х = Л + — , |
|
п |
|
48
где А — условная средняя; п — общее число вариант в данной совокупности; d — разность между суммами первого и второго неполных рядов накопленных частот, получаемых кумуляцией частот с противоположных концов вариационного ряда до услов
ной средней А, где а = х—А =0. |
|
|
|
|
|
|
|
|||
Покажем применение этой |
формулы на примере распределе |
|||||||||
ния датских угрей по числу позвонков: |
|
|
|
|
|
|
||||
число позвонков |
( X ) : |
111 |
112 |
113 |
114 |
115 |
116 |
117 |
118 |
119 |
частоты (р): |
часто |
3 |
9 |
31 |
71 |
82 |
46 |
19 |
5 |
1 |
накопленные |
3 |
12 |
43 |
114 |
0 |
71 |
25 |
6 |
1 |
|
ты (Ps): |
|
Ряды накопленных частот получены следующим образом: первый ряд 3 + 9 = 12+ 31 =43 + 71 == 114, второй ряд 1+5 = 6+19 = 25 + + 46 = 71. Далее накопленные частоты суммируются, причем пер вая сумма берется с отрицательным, а вторая с положительным знаками 3+12 + 43 + 114= —172 и 1+6 + 25 + 71 = +103. Находим разницу между суммами накопленных частот d = —172+103 = = —69. Подставляя найденное значение d в формулу, находим
—69
X — 115-4------= 115 — 0 ,5 6 = 114,74 позвонка. 267
Если варианты относятся к классам вариационного ряда, т. е. в случаях интервального построения ряда, при определении сред ней арифметической этим способом в формулу 22 вносится по правка— второй член правой части формулы умножается на ве личину классового интервала и формула приобретает следующий вид:
ж = Л + / ( — ). |
(23) |
' п ' |
|
Применим эту формулу к расчету средней арифметической распределения кальция (мг%) в сыворотке крови павианов-га- мадрилов. Вычислим сначала величину d (табл. 10).
Подставляя найденную величину d в формулу 23, получим:
( 28 \
— ) = 11,90 жг%.
Второй вариант. Вместо условной средней А можно взять разность между минимальной вариантой (хт т) и величиной клас сового интервала (г), на которую отличаются соседние вариан ты. К полученной разности (xmjn—г) прибавляется сумма первого полного ряда накопленных частот (Si), отнесенная к числу всех вариант (п) и умноженная на величину классового интервала. Получается следующая формула:
X = (хтіп — і) + і( )• |
(24) |
49
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
10 |
|
Классовые |
1 |
Частоты |
Неполные ряды |
Расчет разности d |
|
||||
варианты |
(/>) |
накопленных |
|
||||||
(X) |
|
частот |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|||
8,9 |
|
2 |
0 + 2 = |
2 |
|
|
|
|
|
9,6 |
|
3 |
2 + |
3 = |
5 |
2 + 5 + |
14 + |
32 = —52 |
|
10,3 |
|
9 |
5 + 9 = 14 |
||||||
11,0 |
|
17 |
14 + |
17=31 |
|
|
|
|
|
11,7 |
|
25 |
|
0 |
|
|
|
|
|
12,4 |
|
23 |
21 + 2 3 = |
44 |
4 + 1 1 |
+ 2 1 |
+ 4 4 = |
+80 |
|
13,1 |
|
10 |
И + |
10 = |
21 |
||||
|
|
|
|
|
|||||
13,8 |
|
7 |
4 + |
7 = |
11 |
d = 80 — 52 = +28 |
|
||
14,5 |
|
4 |
0 + 4 = |
4 |
|
||||
|
|
|
|
|
Полный ряд накопленных частот образуется последовательной кумуляцией всех частот вариационного ряда в направлении от максимальной варианты (но не наоборот!). Применим эту фор мулу к рассматриваемому примеру распределения кальция
(мг%) в сыворотке крови павианов-гамадрилов (табл. 11). Таблица 11
Классовые |
Частоты |
Первый -полный ряд |
Вычисление средней арифметической |
|
варианты (лг) |
(Р) |
накопленных частот |
||
8,9 |
2 |
98+2=100 |
!528 \ |
|
9,6 |
3 |
95+3=98 |
X = (8,9—и, / ) +и, / ( |
I — |
10,3 |
9 |
86+9=95 |
|
\ Ши / |
11,0 |
17 |
69+17=86 |
= 8,2+3,696=11,896, |
|
11,7 |
25 |
44+25=69 |
_ |
|
12,4 |
23 |
21+23=44 |
или X — 11,90 мг% |
|
13,1 |
10 |
11+ 10=21 |
|
|
13,8 |
7 |
4+7=11 |
|
|
14,5 |
4 |
0 + 4 = 4 |
|
|
Сумма . . . |
100 |
Si = 528 |
|
|
Используя данные табл. 11, среднюю арифметическую можно вычислить и по формуле 23, приняв в качестве условной средней А минимальную варианту. В таком случае первый ряд накоплен ных частот доводится не до конца вариационного ряда, а до ус ловного начала А:
X = А + і |
528 - |
100 \ |
8,9 + 0’7 ( НЮ |
> |
50
—8,9 + 2,996 = 11,896, или х = 11,90 мг%.
Так что разница между описанными вариантами способа сумми рования носит не принципиальный, а чисто формальный харак тер. (Другие варианты описанного способа можно найти в статье В. В. Алпатова (1967) '.)
Свойства средней арифметической
Формально эмпирическая средняя (х) соответствует матема тическому ожиданию распределения вероятных значений случай ной величины. Однако знак равенства между этими средними ставить нельзя. Средняя арифметическая из отдельных значений случайной величины X приближается к ее математическому ожи данию по мере увеличения числа испытаний (п), т. е. при п-уоо Х-+Е (х). Рассмотрим основные свойства средней арифме тической, поскольку с ней связаны расчеты характеристик вариа ционного ряда.
1. Сумма всех положительных и отрицательных отклонений вариант от средней арифметической равняется нулю, т. е.
2 (Хі — х) = 0.
Это можно показать на самом простом примере. Возьмем следу ющие пять вариант: 2 4 4 6 9. Их средняя х = (2 + 4 + 4 + 6 + + 9) :5 = 5. Выпишем отклонения каждой варианты от средней и просуммируем их:
2—5=—3
4— 5 = — 1 4— 5 = — 1
6— 5 = |
+ 1 |
9 _ 5 = |
+ 4 |
2 ( х і — х)= 0
Средняя арифметическая — это центр распределения; вариан ты больше и меньше средней величины как бы уравновешивают ся, положительные и отрицательные отклонения вариант от сред
ней взаимно |
погашаются. В практике, однако, случается, что |
2 (а'і—х )ф 0 , |
но это не должно смущать исследователя: такие |
случаи указывают на погрешности, допущенные при округлении дробных чисел. Используя количественные методы, приходится, как правило, иметь дело с приближенными числами. Обычно дробные числа округляются до десятых и сотых, а при более точ ных вычислениях и до тысячных долей единицы; гораздо реже производятся более точные измерения. Опыт показывает, что нет необходимости во всех случаях гнаться за мнимой точностью расчетов, когда она практически не нужна. В этой связи полезно
1 См. Бюллетень М.ОИП, отд. биол„ т. 72(1), 1967.
51