Kuznecov_Praktikum
.pdfзначимості α і за обчисленими груповими середніми перевірити нульову гіпотезу H0 про рівність відповідних генеральних середніх:
xг1 = xг 2 = ... = xгp .
Для перевірки цієї гіпотези використовують метод, що базується на порівнянні дисперсій. Основна ідея дисперсійного аналізу полягає в порівнянні факторної дисперсії, яка породжується впливом досліджуваного фактора, і залишкової дисперсії, що обумовлюється випадковими причинами.
Порівняння факторної та залишкової дисперсій виконують за критерієм Фішера. При цьому спостережене значення критерію визначають за формулою
Fспост = s2фактор /s2залиш. |
(7.1) |
Для розрахунку факторної s2фактор і залишкової s2залиш дисперсій здійснюють розклад загальної варіації розглядуваної ознаки на дві складові: внутрішньогрупову і міжгрупову (варіацією ознаки називають суму квадратів відхилень окремих значень ознаки від її вибіркового середнього).
Якщо p – кількість груп (варіантів досліду або рівнів фактора), q – кількість випробувань у кожній групі й N – загальне число випробувань (N = pq), то вказані вище варіації можна обчислити за формулами:
|
|
p |
q |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Wзагал = ∑∑xij2 − N( |
|
|
0 )2 ; |
|
(7.2) |
|||||||||
x |
|
|||||||||||||
|
|
i=1 |
j =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Wміжгр |
= q |
∑( |
|
i )2 |
− p( |
|
0 |
)2 |
; |
(7.3) |
||||
x |
x |
|||||||||||||
|
|
i =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
Wвнгр i = ∑xij2 − q( |
|
i )2 ; |
Wвнгр = ∑Wвнгр i . |
(7.4) |
||||||||||
x |
||||||||||||||
j =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i =1 |
|
Для перевірки отриманих результатів можна скористатися співвідношенням
Wзагал =Wміжгр +Wвнгр .
31
Наступний етап розрахунку – визначення числа ступенів вільності кожної з варіацій. Застосовуються наступні формули: kзагал = = N – 1 для загальної варіації, kміжгр = p – 1 для міжгрупової варіації та kвнгр = N – p для внутрішньогрупової варіації.
Останній етап розрахунку – визначення дисперсій та їх аналіз. Використовуючи обчислені значення варіацій, факторну і залишкову дисперсії знаходять за такими формулами:
s2 |
= W |
|
/k ; |
(7.5) |
фактор |
міжгр |
міжгр |
|
|
s2 |
= W |
/k . |
(7.6) |
|
залиш |
внгр |
|
внгр |
|
Після цього згідно з (7.1) визначається Fспост – спостережене значення критерію Фішера.
Для перевірки нульової гіпотези значення Fспост порівнюють з критичним значенням критерію Fкрит, яке знаходять у таблиці дод.6 за даним рівнем значимості α та параметрами k1 і k2 – числами ступенів вільності міжгрупової та внутрішньогрупової варіацій (k1 відповідає більшій дисперсії, k2 – меншій). Якщо результатом указа-
ного порівняння є нерівність Fспост < Fкрит, нульова гіпотеза приймається і можна стверджувати, що розбіжності в групових середніх
випадкові (істотного впливу досліджуваного фактора не існує). Якщо ж Fспост > Fкрит, нульова гіпотеза повинна бути відхилена і прийнята альтернативна: вплив досліджуваного фактора на групові середні істотний і достовірний.
2. Методичні вказівки
Лабораторну роботу розраховано на 2 години.
Завдання. За даними, наведеними в таблиці дод.2, з рівнем значимості α = 0,01 (для непарних варіантів) і α = 0,05 (для парних варіантів) перевірити гіпотезу про рівність генеральних середніх значень для всіх рівнів фактора Φ.
Зразок виконання завдання
Виконуємо вказане вище завдання для шести вибіркових груп кількісної ознаки X (табл.7.1); кожна з цих груп відповідає певному рівню деякого фактора Φ; рівень значимості α = 0,01.
За даними таблиці визначаємо: число варіантів досліду (рівнів
32
фактора Φ) p = 6; кількість випробувань у кожному варіанті q = 5; загальне число випробувань N = 6 5 = 30.
Таблиця 7.1
Φi |
|
|
j |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
|
|
|
5 |
||
|
|
|
|
|
||||||
Φ1 |
20 |
18 |
23 |
19 |
|
|
|
|
16 |
|
Φ2 |
9 |
14 |
8 |
25 |
|
|
|
|
12 |
|
Φ3 |
17 |
15 |
15 |
14 |
|
|
|
|
18 |
|
Φ4 |
16 |
8 |
20 |
17 |
|
|
|
|
14 |
|
Φ5 |
10 |
15 |
18 |
10 |
|
|
|
|
20 |
|
Φ6 |
21 |
19 |
21 |
13 |
|
|
|
|
11 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
q |
|
Обчисливши групові середні за формулою |
|
|
= |
∑xij = |
||||||
x |
i |
|||||||||
q |
||||||||||
5 |
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
=1 ∑xij , одержимо такі результати:
5 j=1
x1 =19,2; x2 =13,6; x3 =15,8; x4 =15; x5 =14,6; x6 =17.
Загальне середнє знайдемо за формулою
|
|
|
|
|
1 |
p |
= 1 |
6 |
|
|
= 1 (19,2 +13,6 +15,8 +15 +14,6 +17) =15,9. |
|||||||||||||
|
|
|
= |
|
∑ |
|
i |
∑ |
|
i |
||||||||||||||
x |
0 |
x |
x |
|||||||||||||||||||||
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
p i=1 |
6 |
i=1 |
6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
Для зручніших подальших розрахунків групові й загальне се- |
|||||||||||||||||||||||
редні значення внесемо до табл.7.2. |
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
Таблиця 7.2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j |
|
|
Групові |
||||||
xij |
|
1 |
|
|
|
2 |
|
3 |
|
|
|
4 |
5 |
середні |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
xi |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
x1j |
|
20 |
|
|
|
18 |
|
23 |
|
|
|
19 |
16 |
19,2 |
||||||||||
x2j |
|
9 |
|
|
|
14 |
|
8 |
|
|
|
25 |
12 |
13,6 |
||||||||||
x3j |
|
17 |
|
|
|
15 |
|
15 |
|
|
|
14 |
18 |
15,8 |
||||||||||
x4j |
|
16 |
|
|
|
8 |
|
20 |
|
|
|
17 |
14 |
15,0 |
||||||||||
x5j |
|
10 |
|
|
|
15 |
|
18 |
|
|
|
10 |
20 |
14,6 |
||||||||||
x6j |
|
21 |
|
|
|
19 |
|
21 |
|
|
|
13 |
11 |
17,0 |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Загальне середнє |
x |
0 |
|
|
15,9 |
33
Наступну табл.7.3 заповнюємо квадратами заданих значень ознаки X і підраховуємо в цій таблиці суми квадратів за групами і за випробуваннями, а також квадрати групових середніх.
Таблиця 7.3
|
|
|
j |
|
|
5 |
|
|
|
|
|
xij2 |
|
|
|
|
|
∑xij2 |
( |
|
i )2 |
||
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
x |
||||||
|
j=1 |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
x12j |
400 |
324 |
529 |
361 |
256 |
1870 |
368,64 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
x22 j |
81 |
196 |
64 |
625 |
144 |
1110 |
184,96 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
x32 j |
289 |
225 |
225 |
196 |
324 |
1259 |
249,64 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
x42 j |
256 |
64 |
400 |
289 |
196 |
1205 |
225,00 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
x52 j |
100 |
225 |
324 |
100 |
400 |
1149 |
213,16 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
x62 j |
441 |
361 |
441 |
169 |
121 |
1533 |
289,00 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑xij2 |
|
|
|
|
|
|
∑ ( |
|
i )2 =1530,4 |
||
1567 |
1395 |
1983 |
1740 |
1441 |
8126 |
x |
|||||
i=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
За одержаними результатами, користуючись формулами (7.2)–(7.4), обчислюємо загальну, міжгрупову і внутрішньогрупову варіації:
|
|
|
p q |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Wзагал = ∑∑xij2 |
− N( |
|
|
|
|
|
0 )2 |
= 8126 − 30 15,92 = 573,47; |
|||||||||||
x |
|||||||||||||||||||
|
|
i =1 j =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
p |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= 5 (1530,4 − 6 15,92 ) = 99,47; |
Wміжгр |
= q |
∑( xi )2 |
− p( x0 )2 |
||||||||||||||||
|
i =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
5 |
|
− q( |
|
|
|
|
|
1 )2 |
=1870 − 5 368,64 = 26,8; |
|||||||
|
Wвнгр1 |
= ∑x12j |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
x |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
|
|
− q( |
|
|
|
|
|
2 )2 |
=1110 − 5 184,96 =185,2; |
||||||
Wвнгр 2 |
= ∑x22 j |
|
|
|
|||||||||||||||
x |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
|
− q( |
|
|
|
|
|
3 )2 |
=1259 − 5 249,64 =10,8; |
|||||||
|
Wвнгр 3 |
= ∑x32 j |
|
|
|||||||||||||||
|
x |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
|
− q( |
|
|
|
|
|
4 )2 |
=1205 − 5 225,00 = 80,0; |
|||||||
|
Wвнгр 4 |
= ∑x42 j |
|
||||||||||||||||
|
x |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
34
5
Wвнгр 5 = ∑x52 j − q( x5 )2 =1149 − 5 213,16 = 83,2;
j=1
5
Wвнгр 6 = ∑x62 j − q( x6 )2 =1533 − 5 289,00 = 88,0;
j=1
6
Wвнгр = ∑Wвнгр i = 26,8 +185,2 +10,8 + 80,0 + 83,2 + 88,0 = 474,0.
i=1
Рівність значень Wзагал = 573,47 і Wміжгр + Wвнгр = 99,47 + 474 = = 573,47 свідчить про те, що розрахунки були виконані правильно.
Одержані значення Wміжгр і Wвнгр показують, що лише 99,47 одиниць варіації (17,34 %) із 573,47 одиниць загальної варіації дослід-
жуваної ознаки обумовлено впливом фактора Φ, а 474 одиниці варіації (82,66 %) пов'язані з іншими випадковими факторами, неврахованими в даному досліді.
За формулами (7.5) і (7.6) обчислимо факторну і залишкову дисперсії:
s2фактор = Wміжгр /kміжгр = 99,47 / 5 = 19,89;
s2залиш = Wвнгр/ kвнгр = 474,0 / 24 = 19,75.
Тоді за формулою (7.1) спостережене значення критерію Фішера
Fспост = 19,89/19,75 = 1,01.
Порівнюючи значення вказаних вище дисперсій, робимо висно-
вок про те, що k1 = kміжгр = 5, а k2 = kвнгр = 24. За таблицею критичних точок розподілу Фішера (див. дод.6) знайдемо критичне значення
критерію:
Fкрит(α; k1; k2) = Fкpит(0,01; 5; 24) = 3,9.
Таким чином, Fспост = 1,01 < Fкpит = 3,9. Це означає, що спостережене значення критерію не потрапляє в критичну область. Отже,
немає підстави відкидати нульову гіпотезу. Проведене дослідження дозволяє вважати, що розбіжності між груповими середніми пояснюються не впливом фактора Φ, а випадковими причинами.
35
ДОДАТКИ
Додаток 1
Вихідні дані для комплексного статичного аналізу
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
1 |
222 |
34 |
35 |
278 |
33 |
69 |
167 |
31 |
2 |
253 |
34 |
36 |
80 |
22 |
70 |
45 |
11 |
3 |
175 |
32 |
37 |
179 |
34 |
71 |
255 |
36 |
4 |
151 |
21 |
38 |
130 |
22 |
72 |
156 |
25 |
5 |
167 |
27 |
39 |
159 |
19 |
73 |
205 |
34 |
6 |
89 |
17 |
40 |
81 |
21 |
74 |
110 |
20 |
7 |
161 |
25 |
41 |
320 |
41 |
75 |
224 |
40 |
8 |
277 |
32 |
42 |
86 |
28 |
76 |
278 |
33 |
9 |
146 |
20 |
43 |
217 |
22 |
77 |
228 |
31 |
10 |
166 |
25 |
44 |
147 |
22 |
78 |
192 |
29 |
11 |
196 |
33 |
45 |
56 |
29 |
79 |
225 |
38 |
12 |
247 |
36 |
46 |
317 |
40 |
80 |
99 |
13 |
13 |
164 |
23 |
47 |
87 |
28 |
81 |
212 |
30 |
14 |
83 |
22 |
48 |
40 |
16 |
82 |
146 |
27 |
15 |
186 |
20 |
49 |
117 |
17 |
83 |
217 |
34 |
16 |
273 |
39 |
50 |
48 |
11 |
84 |
207 |
34 |
17 |
180 |
31 |
51 |
71 |
14 |
85 |
79 |
19 |
18 |
176 |
29 |
52 |
198 |
30 |
86 |
174 |
28 |
19 |
207 |
35 |
53 |
242 |
32 |
87 |
210 |
38 |
20 |
127 |
24 |
54 |
91 |
21 |
88 |
113 |
20 |
21 |
190 |
30 |
55 |
279 |
35 |
89 |
269 |
41 |
22 |
229 |
31 |
56 |
112 |
23 |
90 |
128 |
19 |
23 |
285 |
38 |
57 |
200 |
33 |
91 |
76 |
14 |
24 |
172 |
29 |
58 |
152 |
24 |
92 |
284 |
34 |
25 |
174 |
26 |
59 |
160 |
34 |
93 |
235 |
39 |
26 |
61 |
20 |
60 |
276 |
31 |
94 |
159 |
22 |
27 |
238 |
33 |
61 |
154 |
26 |
95 |
221 |
33 |
28 |
228 |
26 |
62 |
169 |
31 |
96 |
173 |
29 |
29 |
115 |
16 |
63 |
83 |
17 |
97 |
96 |
26 |
30 |
216 |
34 |
64 |
210 |
36 |
98 |
166 |
28 |
31 |
191 |
25 |
65 |
252 |
33 |
99 |
300 |
37 |
32 |
141 |
26 |
66 |
175 |
29 |
100 |
154 |
26 |
33 |
159 |
24 |
67 |
98 |
20 |
101 |
151 |
19 |
34 |
121 |
24 |
68 |
313 |
39 |
102 |
230 |
33 |
36
Продовж. дод.1
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
103 |
97 |
24 |
141 |
196 |
30 |
179 |
310 |
40 |
104 |
258 |
37 |
142 |
176 |
14 |
180 |
283 |
36 |
105 |
128 |
19 |
143 |
130 |
22 |
181 |
50 |
11 |
106 |
208 |
39 |
144 |
206 |
34 |
182 |
186 |
30 |
107 |
239 |
38 |
145 |
291 |
16 |
183 |
220 |
43 |
108 |
165 |
17 |
146 |
261 |
41 |
184 |
258 |
17 |
109 |
313 |
39 |
147 |
197 |
23 |
185 |
218 |
34 |
110 |
148 |
11 |
148 |
62 |
21 |
186 |
156 |
29 |
111 |
235 |
39 |
149 |
102 |
26 |
187 |
307 |
40 |
112 |
129 |
25 |
150 |
260 |
36 |
188 |
145 |
11 |
113 |
207 |
34 |
151 |
181 |
30 |
189 |
214 |
33 |
114 |
311 |
41 |
152 |
147 |
12 |
190 |
181 |
26 |
115 |
291 |
41 |
153 |
232 |
36 |
191 |
321 |
18 |
116 |
99 |
13 |
154 |
64 |
19 |
192 |
219 |
40 |
117 |
33 |
20 |
155 |
106 |
39 |
193 |
118 |
25 |
118 |
191 |
16 |
156 |
202 |
33 |
194 |
80 |
22 |
119 |
193 |
29 |
157 |
160 |
27 |
195 |
47 |
10 |
120 |
174 |
36 |
158 |
320 |
34 |
196 |
212 |
37 |
121 |
290 |
21 |
159 |
170 |
16 |
197 |
85 |
11 |
122 |
56 |
26 |
160 |
218 |
32 |
198 |
146 |
13 |
123 |
190 |
27 |
161 |
114 |
24 |
199 |
216 |
42 |
124 |
270 |
36 |
162 |
181 |
24 |
200 |
186 |
20 |
125 |
184 |
24 |
163 |
82 |
16 |
201 |
151 |
39 |
126 |
221 |
39 |
164 |
310 |
46 |
202 |
230 |
33 |
127 |
270 |
36 |
165 |
241 |
32 |
203 |
197 |
24 |
128 |
140 |
25 |
166 |
185 |
11 |
204 |
258 |
37 |
129 |
319 |
36 |
167 |
228 |
33 |
205 |
128 |
19 |
130 |
198 |
30 |
168 |
151 |
23 |
206 |
208 |
39 |
131 |
248 |
35 |
169 |
116 |
19 |
207 |
239 |
38 |
132 |
71 |
14 |
170 |
42 |
9 |
208 |
165 |
17 |
133 |
179 |
19 |
171 |
320 |
37 |
209 |
313 |
39 |
134 |
127 |
26 |
172 |
215 |
39 |
210 |
48 |
11 |
135 |
169 |
24 |
173 |
170 |
24 |
211 |
235 |
39 |
136 |
313 |
38 |
174 |
261 |
20 |
212 |
128 |
25 |
137 |
195 |
29 |
175 |
171 |
19 |
213 |
207 |
30 |
138 |
173 |
33 |
176 |
189 |
25 |
214 |
311 |
41 |
139 |
45 |
13 |
177 |
176 |
29 |
215 |
294 |
40 |
140 |
152 |
33 |
178 |
184 |
23 |
216 |
99 |
13 |
37
Продовж. дод.1
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
217 |
33 |
20 |
255 |
206 |
39 |
293 |
118 |
25 |
218 |
291 |
6 |
256 |
202 |
38 |
294 |
180 |
22 |
219 |
193 |
29 |
257 |
160 |
27 |
295 |
47 |
10 |
220 |
174 |
36 |
258 |
120 |
34 |
296 |
212 |
34 |
221 |
190 |
21 |
259 |
70 |
16 |
297 |
85 |
12 |
222 |
156 |
16 |
260 |
218 |
30 |
298 |
148 |
13 |
223 |
190 |
27 |
261 |
114 |
24 |
299 |
216 |
42 |
224 |
270 |
36 |
262 |
181 |
24 |
300 |
188 |
22 |
225 |
184 |
14 |
263 |
282 |
16 |
301 |
222 |
30 |
226 |
221 |
39 |
264 |
210 |
46 |
302 |
253 |
14 |
227 |
270 |
36 |
265 |
241 |
32 |
303 |
175 |
32 |
228 |
140 |
15 |
266 |
185 |
11 |
304 |
151 |
21 |
229 |
319 |
36 |
267 |
228 |
33 |
305 |
167 |
27 |
230 |
198 |
30 |
268 |
151 |
22 |
306 |
289 |
17 |
231 |
248 |
25 |
269 |
116 |
19 |
307 |
161 |
25 |
232 |
171 |
14 |
270 |
42 |
9 |
308 |
277 |
30 |
233 |
179 |
19 |
271 |
326 |
37 |
309 |
146 |
20 |
234 |
127 |
26 |
272 |
115 |
40 |
310 |
166 |
25 |
235 |
169 |
24 |
273 |
170 |
24 |
311 |
196 |
33 |
236 |
313 |
38 |
274 |
261 |
20 |
312 |
247 |
30 |
237 |
195 |
29 |
275 |
321 |
19 |
313 |
164 |
23 |
238 |
173 |
33 |
276 |
189 |
25 |
314 |
188 |
22 |
239 |
43 |
13 |
277 |
176 |
28 |
315 |
186 |
20 |
240 |
152 |
33 |
278 |
304 |
23 |
316 |
273 |
39 |
241 |
196 |
31 |
279 |
310 |
40 |
317 |
180 |
21 |
242 |
76 |
14 |
280 |
283 |
36 |
318 |
176 |
29 |
243 |
130 |
22 |
281 |
50 |
11 |
319 |
207 |
35 |
244 |
206 |
20 |
282 |
186 |
22 |
320 |
127 |
24 |
245 |
291 |
16 |
283 |
120 |
43 |
321 |
190 |
32 |
246 |
261 |
41 |
284 |
158 |
17 |
322 |
229 |
31 |
247 |
197 |
23 |
285 |
218 |
34 |
323 |
285 |
38 |
248 |
62 |
34 |
286 |
56 |
26 |
324 |
172 |
29 |
249 |
102 |
26 |
287 |
207 |
40 |
325 |
174 |
28 |
250 |
260 |
36 |
288 |
143 |
11 |
326 |
61 |
22 |
251 |
181 |
30 |
289 |
214 |
33 |
327 |
238 |
33 |
252 |
47 |
15 |
290 |
181 |
26 |
328 |
228 |
24 |
253 |
232 |
36 |
291 |
241 |
18 |
329 |
115 |
16 |
254 |
164 |
19 |
292 |
319 |
14 |
330 |
218 |
34 |
38
Продовж. дод.1
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
331 |
191 |
25 |
369 |
167 |
11 |
407 |
239 |
37 |
332 |
141 |
26 |
370 |
325 |
11 |
408 |
175 |
13 |
333 |
159 |
22 |
371 |
255 |
36 |
409 |
303 |
32 |
334 |
121 |
24 |
372 |
156 |
25 |
410 |
198 |
17 |
335 |
278 |
33 |
373 |
205 |
34 |
411 |
235 |
37 |
336 |
280 |
22 |
374 |
110 |
20 |
412 |
169 |
24 |
337 |
179 |
34 |
375 |
234 |
41 |
413 |
207 |
33 |
338 |
130 |
23 |
376 |
278 |
13 |
414 |
312 |
42 |
339 |
159 |
19 |
377 |
228 |
31 |
415 |
291 |
44 |
340 |
181 |
21 |
378 |
192 |
29 |
416 |
99 |
13 |
341 |
321 |
41 |
379 |
225 |
25 |
417 |
43 |
21 |
342 |
86 |
18 |
380 |
95 |
13 |
418 |
191 |
15 |
343 |
217 |
22 |
381 |
212 |
30 |
419 |
183 |
27 |
344 |
147 |
22 |
382 |
146 |
27 |
420 |
174 |
36 |
345 |
56 |
29 |
383 |
217 |
32 |
421 |
280 |
22 |
346 |
217 |
40 |
384 |
207 |
34 |
422 |
56 |
26 |
347 |
287 |
28 |
385 |
78 |
19 |
423 |
160 |
26 |
348 |
140 |
16 |
386 |
174 |
28 |
424 |
280 |
33 |
349 |
117 |
27 |
387 |
210 |
31 |
425 |
134 |
22 |
350 |
328 |
11 |
388 |
113 |
20 |
426 |
211 |
38 |
351 |
71 |
10 |
389 |
269 |
41 |
427 |
260 |
35 |
352 |
198 |
30 |
390 |
127 |
19 |
428 |
150 |
24 |
353 |
243 |
32 |
391 |
76 |
15 |
429 |
329 |
33 |
354 |
91 |
21 |
392 |
284 |
34 |
430 |
188 |
31 |
355 |
279 |
30 |
393 |
235 |
39 |
431 |
238 |
35 |
356 |
112 |
23 |
394 |
159 |
22 |
432 |
81 |
15 |
357 |
201 |
33 |
395 |
221 |
32 |
433 |
159 |
19 |
358 |
152 |
24 |
396 |
173 |
29 |
434 |
117 |
23 |
359 |
160 |
31 |
397 |
96 |
26 |
435 |
159 |
24 |
360 |
276 |
31 |
398 |
166 |
18 |
436 |
314 |
37 |
361 |
154 |
26 |
399 |
307 |
37 |
437 |
185 |
29 |
362 |
169 |
31 |
400 |
154 |
25 |
438 |
183 |
34 |
363 |
183 |
17 |
401 |
181 |
17 |
439 |
55 |
13 |
364 |
210 |
32 |
402 |
230 |
33 |
440 |
142 |
31 |
365 |
252 |
33 |
403 |
87 |
25 |
441 |
176 |
33 |
366 |
176 |
29 |
404 |
258 |
37 |
442 |
176 |
15 |
367 |
98 |
20 |
405 |
148 |
16 |
443 |
140 |
21 |
368 |
313 |
39 |
406 |
228 |
39 |
444 |
216 |
33 |
39
Продовж. дод.1
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
N |
1 |
2 |
445 |
281 |
15 |
483 |
240 |
43 |
521 |
190 |
22 |
446 |
261 |
41 |
484 |
238 |
17 |
522 |
136 |
16 |
447 |
187 |
22 |
485 |
258 |
34 |
523 |
190 |
23 |
448 |
62 |
21 |
486 |
186 |
29 |
524 |
260 |
35 |
449 |
112 |
25 |
487 |
307 |
40 |
525 |
184 |
19 |
450 |
250 |
33 |
488 |
195 |
11 |
526 |
281 |
35 |
451 |
171 |
31 |
489 |
234 |
33 |
527 |
230 |
34 |
452 |
157 |
13 |
490 |
171 |
26 |
528 |
170 |
15 |
453 |
212 |
36 |
491 |
321 |
18 |
529 |
319 |
30 |
454 |
74 |
18 |
492 |
239 |
40 |
530 |
168 |
33 |
455 |
136 |
39 |
493 |
128 |
25 |
531 |
238 |
24 |
456 |
222 |
32 |
494 |
90 |
22 |
532 |
171 |
19 |
457 |
150 |
27 |
495 |
49 |
10 |
533 |
169 |
19 |
458 |
310 |
33 |
496 |
252 |
37 |
534 |
127 |
21 |
459 |
160 |
15 |
497 |
95 |
11 |
535 |
149 |
24 |
460 |
228 |
31 |
498 |
156 |
13 |
536 |
312 |
39 |
461 |
124 |
25 |
499 |
226 |
42 |
537 |
185 |
29 |
462 |
191 |
24 |
500 |
126 |
20 |
538 |
123 |
32 |
463 |
92 |
17 |
501 |
191 |
30 |
539 |
47 |
13 |
464 |
311 |
46 |
502 |
230 |
33 |
540 |
142 |
37 |
465 |
241 |
37 |
503 |
127 |
23 |
541 |
196 |
38 |
466 |
175 |
10 |
504 |
238 |
36 |
542 |
86 |
15 |
467 |
228 |
32 |
505 |
128 |
15 |
543 |
130 |
23 |
468 |
161 |
22 |
506 |
238 |
39 |
544 |
216 |
29 |
469 |
116 |
18 |
507 |
219 |
37 |
545 |
281 |
16 |
470 |
43 |
16 |
508 |
165 |
13 |
546 |
261 |
43 |
471 |
321 |
36 |
509 |
314 |
39 |
547 |
157 |
23 |
472 |
215 |
34 |
510 |
48 |
11 |
548 |
72 |
35 |
473 |
160 |
21 |
511 |
215 |
37 |
549 |
112 |
29 |
474 |
251 |
21 |
512 |
138 |
24 |
550 |
240 |
31 |
475 |
131 |
16 |
513 |
207 |
30 |
551 |
131 |
31 |
476 |
189 |
25 |
514 |
311 |
40 |
552 |
57 |
17 |
477 |
196 |
29 |
515 |
274 |
40 |
553 |
292 |
36 |
478 |
174 |
23 |
516 |
89 |
12 |
554 |
154 |
17 |
479 |
313 |
40 |
517 |
33 |
20 |
555 |
226 |
39 |
480 |
253 |
36 |
518 |
271 |
7 |
556 |
252 |
30 |
481 |
70 |
11 |
519 |
193 |
28 |
557 |
150 |
26 |
482 |
186 |
30 |
520 |
164 |
36 |
558 |
120 |
33 |
40