ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 265
Скачиваний: 1
где X — значения вариант, а р — их частоты или «веса». Средняя, вычисляемая с учетом частот или «весов» отдельных вариант, на зывается в з в е ш е н н о й средней. Само собой понятно, что варианта, которая встречается в совокупности наиболее часто, окажет и большее влияние на среднюю величину по сравнению с другими вариантами, входящими в ее состав. Отсюда и возника ет понятие статистического веса, совпадающее с понятием часто ты отдельных вариант изучаемой совокупности. Например, ре зультаты подсчета количества зерен, содержавшихся в 18 наугад отобранных колосьях озимой ржи, распределились следующим образом:
количество зерен |
в ко |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
лосьях (X): |
7 |
||||||
число колосьев |
(часто |
1 |
2 |
7 |
3 |
3 |
1 |
та, р ) : |
1 |
Сумма частот составляет 2р=18. Видно, что разные колосья содержат разное количество зерен, но не все имеют одинаковый «вес»: большее число колосьев содержит по десять зерен, тогда как другие колосья имеют одни меньше, другие больше зерен. Средняя арифметическая в этом случае определяется так:
* = і 8 ( 7 Х 1 + 8 Х 1 + 9 Х 2 + 1 0 Х 7 + П Х 3 +
+ 1 2 X3 + 13Х 1) = ——■= 10,28 зерен. 18
Аналогичным способом рассчитывается и общая средняя (х) из суммы частных средних (#,), полученных на однородных группах наблюдений. Только весами в таких случаях служат не частоты вариант, а объемы групп, на которых вычислены частные средние. Формула 18 применительно к такого рода случаям при обретает следующий вид:
ХіПі + хгп2+ ... + |
xhtih |
ЪхіШ |
( 1У) |
СС— -------1 I... |
Пъ. |
— ----------' |
|
П\-{- П2~\~ . . |
|
|
Например, на одновозрастной группе одного и того же пола в составе 30 человек определялось количество гемоглобина в крови. Средняя арифметическая оказалась равной 69,8%. В то же время на другой аналогичной группе, насчитывавшей 20 человек, тот же показатель оказался равным 64,9%- Нужно определить среднее содержание гемоглобина в крови по суммарным данным для всех 50 человек.
Если бы число наблюдений в первом и во втором случаях было одинаковым, задача решалась довольно просто — путем отнесения суммы частных средних арифметических к их числу, т. е. в данном случае взяли бы полусумму групповых средних:
<3
х = (69,8 + 64,9) : 2 = 67,35%. Но при разных объемах групп этот суммарный показатель будет неточным, так как он не учитыва ет веса частных средних, входящих в обобщенную среднюю вели чину. Поэтому более точный результат получится, если общая средняя рассчитывается по формуле 19:
30 X 69,8 + 20 X 64,9
67,84%.
30 + 20
Сокращенный способ вычисления средней арифметической (способ условной средней)
Вычисление средней арифметической описанным выше спо собом взвешенных вариант не всегда удобно, особенно на сово купностях большого объема и при наличии многозначных чисел, когда вычислительная работа становится особенно трудоемкой. В таких случаях проще рассчитать среднеарифметическую упро щенным способом, описываемом в разных руководствах под раз ными названиями: способ условного начала, условной средней, условного нуля, условного интервала и т. д. Сущность этого спо соба, для которого здесь сохраняется название условной средней, заключается в следующем. Одну из вариант, все равно какую, условно принимают за среднюю величину, обозначив ее через А. Обычно в качестве условной средней, или условного начала, бе
рется варианта (или класс) с наибольшей |
или близкой к |
ней |
||
частотой, хотя это не обязательно. |
найти |
величину |
той |
|
Выбрав |
условную среднюю, остается |
|||
поправки, |
которую следует прибавить или |
отнять |
от условной |
средней, чтобы получить истинное значение средней арифметиче ской (X). Такой поправкой служит взвешенная сумма отклонений вариант от условной средней, отнесенная к числу всех вариант данной совокупности и называемая условным моментом первого
порядка (by): |
2(Хі — А)р _ |
Spa |
_ |
||
1 |
2р |
п |
Под моментами распределения понимаются средние величи ны, представляющие отклонения вариант от какого-нибудь чис ла — средней арифметической, условной средней или нуля, воз веденные в ту или иную степень и отнесенные к общему числу наблюдений. При этом отклонением называется разность между
любой вариантой |
и ее средней арифметической |
(ж), условной |
|||
средней (А) или |
нулем |
(0), |
которую принято |
писать |
в виде |
X—X, х —А или X—0, но |
не |
как х —х, А —х или |
0—х |
на том |
основании, чтобы отклонения вариант меньше средней величины
имели отрицательный (—), а отклонения |
вариант, которые по |
своей величине больше средней, имели |
бы положительный |
знак ( + ). |
|
44
Если отклонения берутся от среднеарифметической, моменты называются ц е н т р а л ь н ы м и ; их обыкновенно обозначают греческой буквой ц (ми). Если же отклонения берутся от произ вольно выбранного числа А, моменты называются у с л о в н ы -
м и. Когда же отклонения берутся от нуля, моменты называются
на ч а л ь н ы м и . В зависимости от степени отклонений моменты распределения могут быть первого, второго и больших порядков (табл. 8).
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 8 |
|
Моменты распределения |
Начальные |
Центральные |
|
Условные |
||||
1-го |
порядка |
|
Ир ( X — 0) |
|
Ир (х — х) |
, |
= |
Н р ( х —А) |
|
|
|
|
|
п |
ь 1 |
п |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
Ирх |
|
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
2-го |
порядка |
/И2 — |
Ир (х — 0)2 |
— f*2 — |
Ир (х — х)2 |
ъ2 = |
|
Ир (х — А)2 |
|
|
п |
п |
|
п |
|||
|
|
|
|
|
|
Ирх2
п
3-го порядка
4-го порядка
/Из — |
Ир( х — 0)3 |
|
Ир (X — x ) s |
, |
|
'Ир (-* — Д ) 3 |
— |
и* — |
п |
bз = |
п |
||
|
п |
|
|
|
||
|
Ирх 3 |
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
Ир (X — 0)4 |
|
Ир (X — х)4 |
, |
_ |
Н р ( х - А ) 4 |
4 |
п |
|
п |
й4 |
|
|
|
|
|
|
Ирх4
п
Можно сказать, что средняя арифметическая (ж) является на чальным моментом первого порядка (mi). Центральные моменты нормального распределения связаны с условными моментами следующими формулами, которые используются при вычислении характеристик вариационного ряда:
М2 = |
Ьг — Ьі |
|
М з :==:; Ьз — 3 è i& 2 |
2 & 1 |
|
М4 = |
Ьі —• іЬфз + |
66?bz — 3bi. |
45
Используя условный момент первого порядка в качестве по правки к условной средней А, получим формулу средней ариф метической:
X = А |
hpa |
( 20) |
|
п |
|||
|
|
Покажем применение этой формулы на рассмотренном выше, примере; определим среднее число зерен в 10 колосьях озимой ржи:
значения |
вариант (х): |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
частоты |
(р) : |
1 |
1 |
2 |
7 |
3 |
3 |
1 |
отклонения а = х - - А: |
- 4 |
- 3 |
—2 |
—1 |
4 0 |
+ 1 |
+ 2 |
|
произведения ра: |
—4 |
- 3 |
- 4 |
—7 |
0 |
+ 3 |
+ 2 |
Сумма произведений частот на отклонения: —18+ 5= —13, откуда
X — 11 Н |
— 13 |
= 11 — 0,72 = 10,28 зерен. |
18V
Вкачестве условной средней взята варианта «11». Но можно взять любую другую варианту и результат получится тот же самый:
варианты (х): |
7 |
8 9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
частоты (р) : |
1 |
1 |
2 7 |
3 |
3 |
1 |
отклонения а: |
—2 |
—1 |
0 + 1 |
+ 2 |
+ 3 |
+ 4 |
произведения ра: |
—2 |
—1 |
0 + 7 |
+ 6 |
+ 9 |
+ 4 |
|
— — 3 + 26 — 23, |
|
|
|
||
откуда |
|
|
|
|
|
|
X = 9 |
|
10,28 зерен.' |
|
|
Преимущество этого способа особенно заметно при вычисле нии средней арифметической на больших совокупностях и при наличии многозначных чисел. Покажем это на следующем при мере. По данным Л. С. Берга (1924), 267 датских угрей распре делились по числу позвонков следующим образом:
варианты (х): |
111 |
112 |
113 |
114 |
115 |
116 |
117 |
118 |
119 |
частоты (р): |
3 |
9 |
31 |
71 |
82 |
46 |
19 |
5 |
1 |
Перемножив варианты на их частоты и просуммировав результа
ты, получим: |
2х/? = |
111 X 3 + 112 X 9 + 113 X 31 + |
114 X 71 + |
|
+ 1 1 5 X 8 2 + |
1 1 6 X 4 6 + 117 X 1 9 + 118X 5 + П 9 Х |
1 = 30636, |
||
2хр |
30 636 |
1ІЛГ7/І |
|
|
откуда X — ------ = ----------= |
114,74 позвонка. |
|
||
|
п |
267 |
|
|
46
Теперь рассчитаем среднюю арифметическую этого распре деления по упрощенному способу. В качестве условной средней
ізьмем варианту 115, т. е. А = 115:
варианты (х): |
111 |
1.12 |
113 |
114 |
115 |
116 |
117 |
118 |
119 |
частоты (р): |
3 |
9 |
31 |
71 |
82 |
46 |
19 |
5 |
1 |
отклонения а: |
- 4 |
- 3 |
- 2 |
--1 |
0 |
+1 |
+ 2 |
+ 3 |
+ 4 |
ра: |
- 1 2 |
- 2 7 |
- 6 2 |
--71 |
0 |
+ 46 |
+38 |
+ 15 |
+ 4 |
|
|
-1 7 2 |
|
|
|
+103 |
|
||
^ р а = |
— 172 + 103 = |
— 69. |
|
|
|
|
|
||
Подставляем найденное значение в формулу: |
|
|
|
||||||
Ира |
|
— 69 |
115 — 0,26 = 114,74 позвонка. |
||||||
X = А -1-------- = |
115 -|--------- = |
п267
Получился тот же результат, что и выше, но при меньшей вычислительной работе, так как удалось избежать перемноже ния многозначных чисел.
Описываемый способ еще больше упрощается, если отклоне ния классовых вариант от условной средней относить к величи не классового интервала, т. е. вместо а = х — А выражать откло-
нения в виде а = |
JC ■ |
______. Тогда отклонения от условной средней, |
|
|
і |
где а = 0, выражаются числами натурального ряда, т. |
е. как 1, 2, |
3, 4 и т. д. (обязательно с учетом знаков!). При этом |
в формулу |
20 вносится |
поправка: условный момент первого |
порядка |
— Ьх — ------ |
что входит в состав формулы, умножается на вели- |
|
п |
|
|
чину классового интервала і: |
|
|
|
-х= а + і {1Е1). |
(Si) |
Эта формула настолько упрощает расчеты средней арифметиче ской, что, кажется, предпочесть этому способу какой-нибудь дру гой просто невозможно.
Применим эту формулу, а для сравнения и предыдущую фор мулу 20 к расчету средней арифметической ряда распределения по уровню кальция (мг%) в сыворотке крови лавианов-гамадри-
лов (табл. 9).
Подставляя из табл. 9 в формулы 20 и 21 соответствующие
значения, находим: |
|
X = Л + - ^ |
= 11,7 + 4 ^ - = 11,896 = 11,90 мг %; |
* п |
100* |
*= А+І (^г) =и ’7+ °’7© =
= 11,7 + 0,196 = 11,90 мг%.
47