ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 293
Скачиваний: 1
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 57 |
|
X |
У |
х х у |
X2 |
у- |
x—u=d |
а 2 |
10,0 |
0,70 |
7,000 |
100,00 |
0,4900 |
9,30 |
86,4900 |
10,8 |
0,73 |
7,884 |
116,64 |
0,5329 |
10,07 |
101,4049 |
11,3 |
0,75 |
8,475 |
127,69 |
_ 0,5625 |
10,55 |
111,3025 |
10,0 |
0,70 |
7,000 |
100,00 |
0,4900 |
9,30 |
86,4900 |
10,1 |
0,65 |
6,565 |
102,01 |
0,4225 |
9,45 |
89,3025 |
и д |
0,65 |
7,215 |
123,21 |
0,4225 |
10,45 |
109,2025 |
11,3 |
0,70 |
7,910 |
127,69 |
0,4900 |
10,60 |
112,3600 |
10,2 |
0,61 |
6,222 |
104,04 |
0,3721 |
9,59 |
91,9681 |
13,5 |
0,70 |
9,450 |
182,25 |
0,4900 |
12,80 |
163,8400 |
12,3 |
0,63 |
7,749 |
151,29 |
0,3969 |
11,67 |
136,1889 |
14,5 |
0,70 |
10,150 |
210,25 |
0,4900 |
13,80 |
190,4400 |
11,0 |
0,65 |
7,150 |
121,00 |
0,4225 |
10,35 |
107,1225 |
12,0 |
0,72 |
8,640 |
144,00 |
0,5184 |
11,28 |
127,2384 |
11,8 |
0,69 |
8,142 |
139,24 |
0,4761 |
11,11 |
123,4321 |
13,4 |
0,78 |
10,452 |
179,56 |
0,6084 |
12,62 |
159,2644 |
11,4 |
0,70 |
7,980 |
129,96 |
0,4900 |
10,70 |
114,4900 |
12,0 |
0,60 |
7,200 |
244,00 |
0,3600 |
11,40 |
129,9600 |
15,6 |
0,85 |
13,260 |
243,36 |
0,7225 |
14,75 |
217,5625 |
13,0 |
0,80 |
10,400 |
169,00 |
0,6400 |
12,20 |
148,8400 |
12,1 |
0,75 |
9,075 |
146,41 |
0,5625 |
11,35 |
128,8225 |
2:237,4 |
14,06 |
167,939 |
2861,60 |
9,9598 |
223,34 |
2535,7218 |
найденные значения в одну из рабочих формул (любую):
___________ 20 X 167,939 - 237,4 X 14,06_________ __
— У20 X 2861,6 — (237,4)2 X У20 X 9,9598 - (14,Об)2
|
= |
20,936 |
20,936 |
0,58. |
|
----- = |
----------= + |
||
|
|
1/873,24 У1,51 |
36,346 |
|
Или по формуле 102: |
|
|
||
43,66 + |
0,075 - 41,684 |
= |
2,0542,054 |
|
г = ------- |
— |
= —— |
--------= + 0,58. |
|
2 |
У43.66 X 0,075 |
2 УЗ,309 |
3,616 |
Полученная величина (г = 0,58) указывает на наличие зна чительной положительной связи между весом матерей и весом новорожденных детенышей у павианов-гамадрилов. Оценим до стоверность полученной величины. В табл. XVI для г — 0,58 нахо-
дим Z=0,663. Отсюда критерий tz = Z ] / п—3 = 0,663]/20—3 = = 0,663X4,12 = 2,73. По таблице Стьюдента (табл. V) для Р = 0,05 и /г—20—<2 = 18 находим Zst= 2,10. Поскольку tz > tsu нулевая ги потеза отвергается; величина г = 0,58 оказывается достоверной.
180
Рассмотрим следующий пример. У девяти самцов павиановгамадрилов определялось количество гемоглобина ів крови (по Сали). Результаты оказались следующие:
вес |
животных |
(кг) (х): |
18 |
17,7 |
19 |
18 |
19 |
22 |
21 |
20 |
30 |
Нв |
% по Сали |
(у): |
70 |
74 |
72 |
80 |
77 |
80 |
89 |
76 |
86 |
Определим коэффициент корреляции между весом обезьян и со держанием гемоглобина в крови. Сначала рассчитаем вспомога тельные величины (табл. 58).
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 58 |
X |
У |
x —y=d |
d 2 |
Х г |
Уг |
18 |
70 |
52 |
2704 |
324 |
4 900 |
17,7 |
74 |
56,3 |
3169,69 |
313,29 |
5 476 |
19 |
72 |
53 |
2809 |
361 |
5184 |
18 |
80 |
62 |
3844 |
324 |
6 400 |
19 |
77 |
58 |
3364 |
361 |
5 929 |
22 |
80 |
58 |
3364 |
484 |
6 400 |
21 |
89 |
68 |
4624 |
441 |
7 921 |
20 |
76 |
56 |
3136 |
400 |
5 776 |
30 |
86 |
56 |
3136 |
900 |
7396 |
2:184,7 |
704 |
519,3 |
30150,69 |
3908,29 |
55 382 |
Находим суммы квадратов отклонений: |
|
|
|
|
||||
|
Dx = 2д;2. |
(2х)2 |
|
|
(184,7)2 |
|
|
|
|
п ’ |
= |
3908,3--------- = 105,2; |
|
||||
|
|
|
||||||
|
Dy = 2г/2 - |
(2 г/)2 |
|
7042 |
313,6 |
|||
|
п |
= 55 382 - |
— |
= |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
и |
Dd = 2d2 ■ |
(2d)2 |
30150,7 - |
(519,3)2 |
= 185,8. |
|||
----- — |
||||||||
|
|
п |
|
|
|
9 |
|
|
Подставляем эти значения в формулу 102: |
|
|
||||||
|
105,2 + 313,6 — 185,8 |
236,0 |
236 |
-(- 0,64. |
||||
г —- -— <— |
—— |
-------- ------- |
— - —' = |
|||||
|
2 У105,2 X 313,6 |
2 У32 991 |
363 |
|
||||
Оценим |
достоверность этого |
показателя. По табл. XVI для |
||||||
г= 0,64 находим Z = 0,758. |
Критерий достоверности |
tr= 0,758 X |
||||||
ХУ9—3=1,86. По таблице Стьюдента |
для |
k = 9—2= 7 и Р = 0,05 |
находим 4t = 2,37. Видно, что tz<tst, что указывает на статистиче скую недостоверность коэффициента корреляции. Возможно, что очень' мал объем выборки, поэтому и получается недостоверная оценка этого показателя. Чтобы коэффициент корреляции ока зался достоверным (если связь между весом животных и содер-
181
жанием гемоглобина в крови действительно существует), нужно приблизить величину критерия tz по меньшей мере до tz=3,3. При этом условии выборку необходимо довести до следующего мини мального объема:
п = — + 3 = |
( 3 , 3 ) 2 |
|
|
Z2 |
( 0 , 7 5 8 ) 2 |
10,89 + 3 = 22.
0,57
ВЫЧИСЛЕНИЕ КОЭФФИЦИЕНТА КОРРЕЛЯЦИИ НА БОЛЬШИХ ВЫБОРКАХ
При наличии большой выборки вычисление коэффициента корреляции описанным способом становится затруднительным. В таких случаях приходится выборку распределять в вариацион ные ряды таким образом, чтобы частоты у них оказались общие, соответствующие парным значениям классов или классовых ва риант коррелируемых признаков X и У. Такая группировка выбо рочного материала достигается путем построения специальной (корреляционной) таблицы, которая представляет собой решет ку (она так и называется «корреляционная решетка»), образуе мую пересечением строк и столбцов, число которых равно числу классов одного и другого вариационных рядов. В верхней строке и в первом столбце корреляционной таблицы располагаются классы вариационных рядов, а также и их срединные значения (классовые варианты) или только одни классовые варианты.
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
59 |
|
|
|
Х2 |
Тз |
*4 |
. . . |
x k |
Ру |
|
Ул |
РхУ |
|
|
|
. . . |
|
2(/1 |
|
У2 |
|
РхУ |
РхУ |
|
. . . |
|
2 * 2 |
|
Уз |
|
РхУ |
РхУ |
РхУ |
|
|
2 у 3 |
|
Уа |
|
|
|
РхУ |
|
РхУ |
2 * 4 |
|
. . . |
• . . |
. . . |
■ • • |
|
|
|
■ ■ ■ |
|
Ук |
|
|
|
|
|
РхУ |
2 д * |
|
Рх |
|
2 лг2 |
2лг3 |
S x j |
. . . |
г Хк |
Ирху = |
п |
182
Частота вариант сопряженных рядов, обозначаемая символом рху, занимает в таблице свое место, свою клетку, так что по ха рактеру расположения частот в клетках корреляционной табли цы можно судить о наличии и направлении, а отчасти и о тесно те связи между варьирующими признаками X и У. Если частоты располагаются преимущественно по диагонали с левого верхнего угла решетки к нижнему правому углу (при условии, что ряды располагаются в направлении от минимальных к максимальным значениям признаков слева направо и сверху вниз), как показа но в табл. 59, это указывает на положительную связь между приз наками. Если же частоты располагаются преимущественно в на правлении с нижнего левого угла к правому верхнему углу кор реляционной решетки, как показано в табл. 60, это свидетельст вует о наличии отрицательной связи между признаками.
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
60 |
|
|
Х1 |
Ха |
Ха |
-Г4 |
• • -| |
хк |
Ру |
|
Уі |
|
|
|
|
■ . . |
РхУ |
|
|
Уч |
|
|
|
РхУ |
. . . |
|
^Уч |
|
Уз |
|
РхУ |
Рху |
Рху |
. . . |
|
2 Уз |
|
У4 |
|
РхУ |
Рху |
|
. . . |
|
ЪуА |
|
|
|
|
|
|
||||
• . . |
■ . . |
. . . |
. . . |
|
|
|
|
|
Уа |
РхУ |
Рху |
|
|
. . . |
|
^Ук |
|
Рх |
'Zxi |
Т х 2 |
|
S x j |
. . . |
S х к |
Ърху = |
П |
Если же корреляция между признаками отсутствует, частоты распределяются по клеткам корреляционной решетки более или менее равномерно.
Вычислить коэффициенты корреляции на выборках, группи руемых в корреляционные таблицы, можно разными способами.
Способ условных средних
Одним из распространенных способов является способ услов ного начала или условных средних Ах и А у, от которых берутся
183