ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 268
Скачиваний: 1
|
|
|
Т а б л и ц а 12 |
Возраст сазана (годы) |
Длина тела {см) |
Абсолютный годовой |
Логарифм прироста |
прирост |
|||
1 |
13,0 |
12,5 |
1,09691 |
2 |
25,5 |
||
3 |
34,9 |
9,4 |
0,97313 |
4 |
41,0 |
6,1 |
0,78533 |
5 |
45,6 |
4,6 |
0,66276 |
Сумма . . . |
— |
— |
3,51813 |
Если для тех же данных вычислить среднюю арифметическую, она оказывается равной:
12,5 + 9,4 + 6,1+ 4,6 32,6
= 8,15 см.
~7~
Сравнивая этот результат с предыдущим, видим, что средняя гео метрическая несколько меньше, чем средняя арифметическая прироста. Можно сказать, что средняя геометрическая более точ но характеризует ряды динамики, чем средняя арифметическая. Возьмем следующий пример. Макак резус «Сват» № 582 родил ся с весом 0,36 кг, а «Тобол» № 738 имел вес при рождении, равный 0,55 кг. В шестимесячном возрасте детеныши весили: «Сват»— 1,13 кг, а «Тобол»— 1,35 кг. Если вычислить средний
месячный прирост веса этих детенышей макаков, он оказывается |
|
одинаковым: у «Свата»хі = |
I 1о _ А QC |
-----------— =0,13 кг, у «Тобола» |
|
1 35_о 55 |
^ |
х% — —-------- :— = 0,13 /сг.. Тогда как интенсивность роста, опре-
6
деляемая отношением конечной величины к начальной (базис
ной) |
величине веса и называемая |
коэффициентом |
роста (Q), |
|||||
оказывается выше у «Свата», чем |
у |
«Тобола»: |
у |
«Свата» — |
||||
Qi = |
1 |
13 |
|
1 35 |
2,45. Первоначаль- |
|||
—’— = 3,14, у «Тобола» — Q2 = |
—-— = |
|||||||
|
0,36 |
|
0,55 |
|
|
|
||
ный вес |
|
увеличился к шестимесячному возрасту |
у |
«Свата» в |
||||
3,14 |
раза, |
а у «Тобола» — только в 2,45 раза. |
Следовательно, и |
средний месячный прирост у «Свата» должен быть выше, чем у «Тобола», но эта разница не выявляется средней арифметической прироста.
Средняя геометрическая из коэффициентов роста, т. е. отно сительное приращение переменной величины за равные проме-
58
жутки времени, определяется по следующей формуле:
71— 1_____
X g -У- ѴпѴі
где Ѵп — конечная, а Ѵ\ — начальная, или базисная, величина признака. Логарифмируя эту формулу, получаем:
1 1 (зо)
Применительно к рассматриваемому примеру средний месячный
прирост веса тела за первые шесть |
месяцев |
постэмбриального |
|
развития макаков оказывается следующим: |
|
|
|
у «Свата» — Igxg = lg 1,13 — lg 0,36 |
0,4968 |
0,09936; откуда |
|
6 - 1 |
|
|
|
xg — 0,13 кг V «Тобола» — \ gxg — lg 1,35- l g |
0,55 |
0,38997 |
|
= 0,07799; откуда хе = 0,12 кг. |
{Г ~ \ |
|
5 |
|
|
|
Когда прирост (или уменьшение) признака за определенные равные промежутки времени выражается коэффициентами роста,
т. е. как — — Q. средняя геометрическая вычисляется по фор-
V1
муле
I g x g - - 1— (lgQi + l g Q 2 + . . . + lgQ«). |
(31) |
п — 1 |
|
Применим эту формулу к расчету среднего годового прироста длины тела азовского сазана за первые пять лет его жизни. Рас чет суммы логарифмов из относительных прибавок длины тела, т. е. коэффициентов роста сазана, показан в табл. 13.
|
|
о |
Т а б л и ц а 13 |
|
Коэффициент роста |
Логарифм коэффи |
|
Возраст сазана (годы) |
Длина тела (см) |
|
|
|
циентов роста |
||
|
( « |
- £ ) |
|
1 |
13,0 |
1,96 |
0,29226 |
2 |
25,5 |
||
3 |
34,9 |
1,37 |
0,13672 |
4 |
41,0 |
1,18 |
0,07188 |
5 |
45,6 |
1,11 |
0,04532 |
Сумма . . . |
— |
— |
0,54618 |
59
В результате находим: |
lg x g = — X 0,54618 = 0,13654, откуда |
|
x g = 1,37 см. Эту величину можно получить и по формуле |
30: |
|
lg 45,6 — lg 13,0_ |
0,54502 |
см. |
lg |
=0,13626; откуда xg= l,3 7 |
Если средний показатель относительной величины прироста точно отражает действительность, то последовательное произве дение его значений, начиная с начальной (базисной) величины, должно равняться его конечной величине. Проверка этим спосо
бом точности средней арифметической |
показывает: |
13,0X 1,41 X |
X 1,41 X 14,1 X 1,41 =51,4 см. Результат |
значительно |
превышает |
конечную величину признака, равную 45,6 см. Другой результат получается от проверки тем же способом точности средней геоме трической относительного прироста: 13,0Х 1,37Х 1,37Х 1.37Х X 1,37 = 45,8 см. Разница 45,8—45,6 = 0,2 см объясняется прибли женными вычислениями коэффициентов годового прироста. Итак, расчет показывает, что средняя геометрическая — более точный показатель величины относительного прироста, чем средняя арифметическая. Из приведенных примеров становится понятным значение средней геометрической.
МАЖОРАНТНОСТЬ ПАРАМЕТРИЧЕСКИХ СРЕДНИХ
Описанные средние показатели позволяют по данным выбо рочного наблюдения судить о параметрах генеральной совокуп ности, распределяемой по нормальному закону (см. ниже). Так как эти средние получаются из одной и той же общей формулы, между ними существуют определенные отношения, выражаемые следующим рядом мажорантности (неравенства):
Л* Q |
•bg а.ц. |
НЕПАРАМЕТРИЧЕСКИЕ СРЕДНИЕ
Медиана
Медиана — это такой непараметрический показатель, который характеризует середину вариационного ряда: в обе стороны от медианы располагается одинаковое число вариант. Например, для следующего распределения
х: |
3 |
г 6 7 |
8 |
10 |
12 |
13 |
15 |
17 |
р: |
2 |
3 4 |
5 |
б |
5 |
4 |
3 |
2 — |
медиана равна 10: в обе стороны от этой величины располагает ся по 14 вариант, число 10 занимает центральное положение в этом ряду, является его медианой.
60
Труднее определить медиану, когда варианты распределяют ся в вариационном ряду неравномерно. В таких случаях поступа ют следующим образом. Сначала аккумулируют частоты вариа ционного ряда в направлении от минимальной варианты до вели чины несколько большей, чем полусумма всех вариант ряда; по этой величине и определяется класс (при непрерывном варьиро вании), в котором находится медиана. Затем из полусуммы всех вариант совокупности вычитается число, после которого заканчи вается ряд накопленных частот. Полученный результат относит ся к частоте того класса, в котором находится медиана, и резуль тат умножается на величину классового интервала. Найденная таким путем величина прибавляется к величине нижней границы класса, содержащего медиану. В результате получается искомое значение медианы, которую принято обозначать через Me (от лат. mediana — средняя).
Определим медиану распределения кальция в сыворотке кро ви павианов-гамадрилов. Расчет показан в табл. 14.
|
|
|
|
Т а б л и ц а 14 |
|
Классы по уровню кальция |
Частоты |
1 Накопленные] |
Вычисление медианы |
||
в сыворотке крови (мг%) |
ср) |
частоты / |
|||
8 ,5 5 - 9,24 |
2 |
2 |
п |
100 „ |
|
9,25— 9,94 |
3 |
5 |
2 “ |
2 |
|
9,95—10,64 |
9 |
14 |
|||
50-31 = 19 |
|||||
10,65—11,34 |
17 |
31 |
|||
11,35—12,04 |
25 |
56 |
|
|
|
12,05—12,74 |
23 |
|
— Х 0 ,7 = 0 ,7 6 x 0 ,7=0,532 |
||
12,75—13,44 |
10 |
|
25 |
|
|
13,45—14,14 |
7 |
|
М е= 11,35+0,532= 11,88л« % |
||
14,15-14,84 |
4 |
|
|||
|
|
|
Медиану можно рассчитать по следующей формуле:
|
/ |
т - - |
5 Л |
|
(32) |
|
Ме = х к- \ - і \ —-------- /. |
||||
|
' |
Рк |
' |
|
|
Здесь Xk — нижняя граница того |
класса, |
в котором находится |
|||
медиана; |
і — величина классового |
интервала; |
— число цосле |
||
которого |
заканчивается ряд накопленных |
частот; ph— частота |
|||
того класса, в котором находится медиана. |
|
следующим об |
|||
Для взятого примера медиана |
определяется |
||||
разом: . |
|
|
|
|
|
|
/5 0 — 31 |
\ |
11,88 мг%. |
||
|
М е = 11,35 + 0,7^ |
|
) = |
61