Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги из ГПНТБ / Кадыров, Х. К. Синтез математических моделей биологических и медицинских систем

.pdf
Скачиваний:
13
Добавлен:
20.10.2023
Размер:
7.65 Mб
Скачать

которая

содержит

компоненты

всех

векторов

(6.13). Из

матрицы

D

i

 

 

.

 

 

 

 

 

и

обозна-

 

2 т. удалением t-го столбца составим новую матрицу

 

/ = і

1

і

(1 < і -«С п).

 

 

 

 

 

 

чим ее Z)(,)

 

 

 

 

 

 

 

 

п—l, 2 «/

 

 

 

 

 

 

____

 

 

 

 

/=і

 

 

 

 

 

строкS/d)

 

 

Число голосов, которое получит каждая из

( j = l , m 1)

за

первый

класс,

строка Sj2) (/ =

1, m2) за

второй класс и ана­

логично строка S/!) (/

= 1,

nil)

за /

класс по матрицам D

L

и

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

т/ •

D'V)

 

,

соответственно

обозначим

 

 

/ = 1

 

 

 

 

 

 

П1,, V

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

/=і

 

 

ri(l)

 

р(1)

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(ft)’

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n.s'4

П—l.s'-)' (ft)’

 

 

 

 

 

 

 

 

 

т-і(2)

 

-p(2)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n,sl2) (ft)’

^ ii—l,s'.2) (ft)’

 

 

(6.15)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

p(0

 

p(0

 

 

 

 

 

 

 

 

E ( l )

 

 

 

=12

 

 

 

Eiw;(D

 

 

 

5 2 2

 

 

Ed>

E(l)

 

 

&n,l

Sm,2

 

 

 

èl2

 

 

 

£ ( )

 

 

 

2

 

 

 

fc<2)

D

 

 

S22

,

S m2, i

S m22:

n-i. i= 1 m(

 

2

e ( )

e ( )

 

 

E < 0

E< 0

 

 

fell

5 1 2

 

 

£</)

£(')

 

 

£21

5 2 2

Ed)

E(l)

Ed)

al.Z-l

51.

/ + 1 S i n

 

Ed)

fid)

E(l>

С2 — 1

52,

(+l gin

Ed)

£4)( 1 )

tin

S i n , , / — 1

S f f l , , / + 1

Sin,11

s (2)

E<2)

e (

2

)

S I , I — 1

6 1 , 4 - 1

Sin

t(2)

=,/+l

S 2 ,ii

 

p (2>

E(2)

5 2 , / — 1

2

 

 

 

 

 

 

 

(6.16)

E(2)

е ГО( 2)

p(2)

S i n ,,,/ — !

& я „ / + І

S n i ji i

E( 0

E(/)

E ( 0

 

=!,/-!

S1 ./+ 1

sin

£</)

E ( 0

 

 

 

5 2 , / — l

62.І+1

 

 

 

£ < 0

£ (/)

Ed)

En( ! )

,Z+t

e( 0

Smp

S,m ,2

• Sni;,/—1

Sm

Sffi/^

Тогда за меру важности і-го симптома можно принять

Р(0 =

^

[Г(1)

 

ftl /=I

и , s ' 1' (ft)

- e , . sa),ft)l +

152

+

+

+

 

tr

l2 ),(2 ) m — Г

( 2'

(.2 ),

+

 

 

 

/ = 1

 

n—1. s)7 (ft)

 

 

 

 

 

+

1

ml

 

 

 

(6.17)

^ 7

s t C

sW(ft)r !Zi,s(0

(fc)].

 

В случае, если строки матрицы (6.14) состоят из булевых век­

торов, меру важности г'-го симптома можно вычислить по формуле

_

1 V X1

mb

 

/->& .

 

1 г

Р і ~ ~

 

 

 

П—р (sj.11, s jIJ)

п —р

sjP )

 

 

m2

rnz

 

 

 

 

 

 

+

~"h / i

S

[C“-p (*}2,.*i2))

c "-p

 

+

+

..................................................m(

mL

 

 

 

■ - . - •

+

 

 

 

 

 

 

 

4 - —L V

V [Ck

 

— C*

 

(6.18)

1

™■ jLj

jLJ

l

 

(П MU

 

 

 

 

m-i t

 

 

 

 

 

 

 

/ = !

i = l

 

/I—p (sj •*( )

 

 

 

Найденный так информационный вес будет положительным. Если строки матрицы (6.14) состоят из вектора с произволь­

ными компонентами, то число голосов, поданных за тот или иной класс, вычисляется с помощью формулы (6 .8 ).

Итак, для определения меры важности симптомов можно вос­ пользоваться этими рекуррентными соотношениями.

Далее, для оценки меры важности всех симптомов восполь­ зуемся тем, что чем существеннее симптом, тем более резко пони­

жается число поданных голосов строкой S/Р за матрицуD

/

Следовательно, сумма разностей голосов (6.17) будет больше, т. е.

большее из значений = 1 , п) соответствует наиболее важному симптому. Иными словами это означает, что если

шах {р(1 ), р(2 ), . . . , p(k), , р{п)} =p(k),

то k-ii симптом является наиболее важным. Поэтому, располагая меры важности всех симптомов по монотонно убывающей последова­

тельности р (і) < р (k) < ... < / ? ( / ) <

... <_р (6 ), получим упорядо­

ченные симптомы.

вычисления меры важности

Из приведенных выше алгоритмов

симптомов легко заметить, что эти алгоритмы требуют большого количества вычислительных работ, особенно при достаточно боль­ ших значениях п, іщ, m2, ..., mL. Часто решение этой задачи не под

силу даже современным ЭЦВМ.

Если же эти параметры

не очень

велики (п С 2 0 0 , т{ С 1 0 0 ), то

указанные алгоритмы

являются

весьма целесообразными и удобными.

 

153

4.Алгоритм выделения наиболее информативных подсистем многомерной системы

Как известно, любое заболевание характеризуется рядом симптомов, которые в различной степени и сочетаниях проявляются у больных. Определение этих симптомов врачом часто либо затруднено, либо субъективно. Вместе с тем, оценка тяжести состояния больного и точное прогнозирование исхода заболевания способствуют правиль­ ному выбору эффективных методов лечения.

Медицинская практика показала, что все симптомы, участву­

ющие в описании состояния

больного, имеют разные весовые кате­

гории. Отсюда

и возникает задача сужения признакового про­

странства,

имеющая чрезвычайно важное

практическое значение.

Эту задачу можно решить

следующим образом.

Пусть

дана

исходная

совокупность

признаков — система в

виде вектора симптомов

 

 

5 = 5 ( У У У ••• . У

и требуется выделить наиболее эффективную подсистему, состоя­ щую из т (т < п) симптомов. Легко заметить, что общее количе­

ство таких подсистем равняется С„. Для определения эффективной подсистемы необходима разработка критерия эффективности. Этот критерий выбирается, исходя из природы решаемой задачи. Выбор наиболее эффективной системы признаков можно решить путем пере­

бора Сп подсистем, определяя для каждой из них критерий эф­

фективности ф, (і = 1 , 2 , ..., С ) . Такой подход к решению задачи связан с большими вычислительными работами. Поэтому необхо­ димо разработать некоторые косвенные методы, основанные на слу­ чайном поиске.

Рассмотрим метод случайного поиска с адаптацией (СПА), суть которого состоит в следующем [25]. В начале поиска зада­

ются вероятности выбора р{ (і = 1 , п) для каждого симптома^- (і = = 1, и). Далее, «поощрением» и «наказанием» каждого симптома

изменяются соответствующие им вероятности р( (і = 1, п). «Поощ­ рения» и «наказания» производятся следующим образом. Исполь­ зуется датчик случайных чисел с равномерным законом распределе­ ния в интервале (0, 1). Этот интервал разбивается на п равных от­ резков. Датчик выбирает случайные числа до тех пор, пока они не будут выбраны из т различных отрезков. Выбираются симптомы, соответствующие выбранным отрезкам. Затем задается «-мерный булевый вектор Wx = Wx {ши , w12, .... w\n} так, что w\j = 1 , если отрезок / выбран, или ші/ = 0, если отрезок / не выбран. Первая под­ система строится на тех т симптомах, которым соответствуют еди­ ницы вектора

W x = W x (шш ш12, . . . . ші„}.

(6.19)

154

Для этой подсистемы определяются значения критериев эффектив­ ности Ф(1).

Продолжая подобные поиски подсистем, можно получить по­ следовательные векторы

W l

=

K

l .

W i t ,

• • •

,

Win),

 

W 2 =

K

i ,

w22,

. . .

,

Win), .

^ 2 0 )

Wr =

(WrU

Wr2 ,

. . . , Wrr)

 

и соответствующие им'значения критериев ценности

 

Ф(|),

ф (2),

ф '3), . . .

, ф (г).

 

Далее определяются

 

 

 

 

 

 

 

 

Фтіп =

min {Ф(1),

Ф|2 |, . . . , Ф |Г||,

 

Фтах =

шах {Ф(1),

Ф(2).......... Ф(г)}

 

и выделяются векторы Ц7тіп и Wmax, соответствующие ф тіп и Фтах. Если необходимо, например, получить подсистему с наимень­ шим значением критерия ф, то после такой группы из г подсистем

вектор вероятности

 

 

Р

= (Р і

, р

2 ......... Р п )

 

из первоначального

 

 

 

 

 

 

„ ( ° )

= іМ0) =

 

п < ° > —

д ° >

1

 

 

 

 

 

 

Р2 =

Рп

п

получается

следующим

образом:

если

wfhах = 0 ,

то р}1*= р/0)

(/ = іТй),

а при

= 1 р)и =

Р;0>— А,

если p f

— А > pmin,

либо ру0 =

pmin, если p f’ — А

<

pmin.

 

 

Через А обозначен шаг «наказания» признака, а pmin — некото­ рая заранее установленная его минимальная вероятность. «Поощ­

рение» признаков производится следующим образом:

если

ш/тах =

____

_

Ң

= 1(/ = 1, п), то устанавливается шаг «поощрения»

А =

—, где

Н представляет суммарное «наказание» признаков. К вероятнос­

ти признака, соответствующего да/тах = 1, прибавляется А. С по­ мощью вектора

Ä = К > , w ? ..........

с точностью критерия эффективности Фтіп формулируется подмно­ жество признаков в виде вектора

S — S {^, £г, ■• ■> £щ}>

где

I/ = w f =1

(/ = 1, т, t'=l, п),

155

которые являются наиболее весомыми признаками, а вектор 5 образует наилучшую подсистему.

После выбора ряда групп вероятность выбора признаков, часто встречающихся в удачных сочетаниях, становится существенно больше других. Их отрезки занимают почти весь интервал (0, 1), и датчик случайных чисел начинает выбирать одно и то же сочета­ ние из т симптомов.

Из описанного легко заметить, что процесс выделения эффектив­ ных подсистем из заданной системы и его эффективность зависят

от удачного выбора параметров

г, п

и h. Чем большим выбран

шаг h при данном г, тем меньше

число групп потребуется для полу­

чения нужной сходимости, но и тем

меньше вероятность того, что

полученная подсистема S является самой эффективной. Рассмотрим разные варианты критериев эффективности. Пусть

необходимо распознать / образов и пусть с целью обучения зада­

но множество векторов-симптомов,

состоящих из

N — тг 4- ...

... + т1векторов (6.14): для первого

образа

векторов и т. д.

Каждый

вектор-симптом

описывается

набором

п

компонентов

(симптомов), представляющих реализацию

 

 

 

 

■U)

; ( 0

tU)

 

( / = 1 ,УѴ,

г = 1

 

S)0 = S f] {щ .

 

hjn

 

, 0

признаков-симптомов £(- (i =

1 , n).

 

 

 

 

 

Для каждого образа задана матрица чисел. Элементы матрицы

Dj (/ =

1, I) обозначим £$

(г =

1 , /,

/

= 1, т, k

1,

п). Необ­

ходимо

определить подсистему

т признаков-симптомов

< п),

которая наилучшим образом коррелирует с некоторым признаком т). В работе [251 не рекомендуется конкретный признак rj, а критерием эффективности принят коэффициент множественной корреляции.

Опишем разработанные нами критерии эффективности. В ка­ честве признака т] целесообразно принять признак, характерный для всех признаков-симптомов, описывающих исследуемую систему.

Таким

образом

можно

считать

средние

значения

всех

симпто­

мов, т. е.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

лГ1

= 4 -

S s ft’

(/ = u v ,

k =

Г77).

(6 .2 1 )

 

 

п 1=1

 

 

 

 

 

 

Критерием эффективности подсистем

можно

взять

 

где

ф = IЛ (Л ), Лг> • ■• . Лп) — Л (ЛіЛг. • • ■ . Лт ) I-

(G-2 2 )

Л (Лі. Л2. • • • .

Ля) = К +

h h + b2l 2 + • • •

+ bnl nl

 

 

 

или в

стандартизованном виде

 

 

 

 

 

 

а

Л/(^і.>^п2 .......... h n) — ßi^6 i +

+

•••

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Л (Лі. Л2 , • • • , Лт) = ао+ «1І1 + <hІ2 + • • • + ат

156

или в стандартизованном виде

(^П.> • • • > t%) — a l \ + aJ% + • • • + amhm-

Можно рекомендовать также и другой критерий эффективности подсистем, базирующийся на коэффициенте множественной корреля­

ции

 

 

 

где

Ф =

| Я — fl|,

(6.23)

_________________________

^

= У ßirл». +

‘ •

+ ß//лЕ„;

Я = Ѵ “ іМ . + “ Л і* + • ■• +

Приведем еще один критерий эффективности, разработанный нами на основе метода, изложенного в § 1 данной главы.

Пусть при помощи алгоритма вычисления меры важности (6.17)

или (6.18) для таблиц величин D

(

 

uD

 

t

(6.14) и

(6.16)

 

 

 

 

 

n, 2

mt

 

n—1,

2

mi

 

 

 

 

 

 

 

 

i=l

 

 

 

 

( = 1

 

m( — число

изучаемых объектов (n — число признаков-симптомов,

объектов, I — число классов)

вычисляются информационные веса

Р (1). Р (2), ..., р (л).

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Далее определяем

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

_Рк_= min ІР 0)>

Р (2)>

• • •

. Р (я)}.

 

 

 

р (k) =

max (1 ),

р (2 ), . . .

,

р (л)}.

 

 

Находим

шаг /і, для чего

составляем

разность р (k) р (k),

из которой определяем шаг

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

и

I

Р Й - Р W I

 

 

 

 

 

где N = п.

 

 

 

 

 

/V

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

В общем случае шаг h можно выбрать неравномерным.

убывающей

Веса симптомов

систематизируем

по

монотонно

последовательности

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Р ( 0 < Р ( 0 <

 

< Р п <

•• •

< Р і.

 

(6-24)

а матрицу D

;

— соответственно по (6.24). При помощи шага h

 

п, 2 т ;

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

і = 1

 

 

 

 

 

 

_

_

 

 

_

 

 

всю длину

разброса

меры важности

(k) р (k) | разделим на N

интервалов

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(к), Р (к) + А).

(к) + к,

р (А) + 2А), . . . , (р(А) +

 

 

 

+ ( ^ - 1 )А, р(к) + Щ

 

 

 

 

и определим симптомы, веса которых попадают в интервал

(k),

р (k) + h), т. е.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

р { к ) < р

(*'і) < р

( it)

<

■■ ■ <

P

( i k) <

P

( к ) +

А.

 

157

Затем, удаляя эти симптомы из структуры матрицы (6.14),

формируем новую матрицу D

;

 

пk,

mi

 

 

^=I

 

После этого при помощи алгоритма голосования (6.7) или (6 .8 ) оп­

ределим число голосов, поданных каждой строкой матрицы D

 

_

и—k, 2 ті

 

і=і

за свой класс, и вычислим функционал f (Г, Г,

т,). В зависимости

от требований решаемой задачи

функционал /

может быть задан

и в ином конкретном виде. Если

численные значения функционала

удовлетворяют условию

 

 

КГ) < 7 ,

где f — заданная постоянная величина (в частности, можно задавать процент нераспознанных строк), то процесс отсеивания менее важ­

ных симптомов продолжается.

В этом случае определяются симп­

томы, веса которых попадают

в

интервал (k) + h, р (k) + 2 h),

т. е.

 

 

 

 

 

р(к) + Іі< р ( І 1)< Р (І2)<

<p( j e) <p(k) + 2h.

Далее, удаляя из матрицы D

(

эти симптомы, формиру-

 

 

 

 

пк,

 

ем новую матрицу D

t

 

 

; = 1

 

 

 

и процесс продолжаем в такой же

 

п—к—І 2

пі

 

 

последовательности,

i=l

раньше.

 

как и

 

Процесс отсеивания менее важных признаков продолжается до выполнения условия

I / (Г) — Л < о.

Таким образом можно обеспечить выбор наиболее эффективных подсистем из исходной многомерной системы.

Из изложенного выше легко заметить, что процедура поиска эффективных подсистем из исходной многомерной системы требует выполнения несложных вычислений, которые легко реализуются на современных ЭЦВМ. Это качество процедуры поиска эффективных подсистем дает нам основание рекомендовать ее к использованию при решении практических задач.

Гл а в а 7. МОДЕЛИ БИОЛОГИЧЕСКИХ

ИМЕДИЦИНСКИХ СИСТЕМ

1.Моделирование эпидемического процесса

Анализ исходных данных. Количественные методы широко приме­ няются при анализе эпидемических процессов при инфекционных заболеваниях. Теоретическое и практическое изучение эпидеми­ ческих процессов количественными методами прежде всего важно для понимания сущности этого процесса и научно обоснованно­ го прогнозирования.

Для изучения особенностей эпидемического процесса в связи с влиянием факторов внешней среды нам кажется целесообразным представить его как взаимосвязанную многомерную сложную дина­ мическую систему. Отметим, что окружающая среда, которая влия­ ет на ход эпидемии, характеризуется многочисленными метеоро­ логическими и социальными факторами. Следовательно, разработ­ ка математической модели эпидемии, содержащая все возможные влияющие факторы, является практически неосуществимой задачей. Поэтому необходимо сначала исследовать степень влияния каждого фактора и выделить наиболее весомые из них, что приведет к упро­ щению модели без снижения при этом точности аппроксимации.

В качестве исходных статистических данных для изучения этих закономерностей мы приняли результаты двадцатидвухлетнего наблюдения за числом больных бактериальной дизентерией на фо­ не ряда метеорологических факторов (табл. 14). Вначале эти дан­ ные подвергались тщательному анализу при помощи алгоритмов гл. 3, в результате чего были выделены наиболее весомые метеоро­ логические факторы. Степень влияния этих факторов на заболе­ вания показана в табл. 15.

Результаты анализов позволили выделить шесть наиболее весомых метеорологических факторов из двадцати. Далее при мо­ делировании заболеваний мы будем пользоваться в основном эти­ ми шестью факторами.

Построение модели эпидемического процесса. С целью выяс­ нения степени влияния выделенных метеорологических факторов на протекание эпидемических процессов среди населения различ­ ных возрастных групп построим математическую модель, состав­ ленную по алгоритмам, приведенным в гл. 3.

Приближенными уравнениями регрессии для двух возрастных групп (от 1 года и от 50 и выше лет) соответственно оказались:

41’ = 1.92Ц + 0,39г2 + 0,21*з + 0 .59*4 + 0,95*5 + 1,25*в,

42) = 0,16*1 + 0,55*2 + 0,66*з + 0,62*4 + 0,26*5 + 0,32*6.

159

Т а б л и ц а

14.

Реализация

случайных

функций

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

М есяцы

 

 

 

 

 

• оды

1

II

ш

IV

V

VI

VII

VIII

IX

X

XI

XII

 

 

 

Конкретные реализации случайной функции X, (()

 

 

 

 

 

 

 

(число

заболеваний)

 

 

 

 

1947

52

58

95

128

201

327

377

478

343

210

177

169

1948

157

129

271

298

894

1750

1270

910

809

393

284

199

1949

268

305

401

418

664

936

1460

1460

1010

615

376

313

1950

277

277

322

322

663

1370

1660

1090

634

463

356

216

1951

225

201

264

307

603

1010

1230

1870

1110

859

667

372

1952

320

318

379

432

733

2130

1990

1210

832

574

481

359

1953

363

434

480

468

764

1840

2170

1050

756

518

329

326

1954

288

273

269

262

457

1350

1730

1370

797

570

362

269

1955

229

224

296

323

713

1209

1710

994

717

553

419

473

1956

318

323

287

315

548

1230

1320

1030

589

526

446

280

1957

233

178

227

238

241

732

1550

978

613

542

423

337

1958

230

268

405

405

1100

1680

1440

1000

570

419

289

236

1959

155

ПО

191

205

266

558

813

685

557

423

351

199

1960

133

130

142

138

203

478

1000

755

453

332

230

157

1961

530

134

138

130

324

842

628

530

417

372

239

202

1962

100

130

140

120

360

740

900

500

410

350

240

200

1963

126

132

174

263

689

926

931

673

452

416

310

168

1964

177

156

196

211

283

446

555

696

633

587

414

390

1965

228

183

219

243

532

1030

952

954

1180

884

553

503

1966

313

317

528

938

1990

1290

1030

1070

829

557

508

409

1967

386

376

386

507

707

940

993

1230

961

953

747

781

 

 

Конкретные реализации случайной функции

X, (()

 

 

 

 

 

 

 

(влажность)

 

 

 

 

 

1947

5,1

6,0

8,1

10,1

13,6

13,4

13,5

12,8

10,7

8,2

7,8

5,2

1948

5,8

5,3

6,0

10,4

12,4

13,0

13,0

13,2

9,6

7,0

5,4

4,4

1949

4,4

5,6

6,8

10,3

14,2

15,5

15,0

15,6

8,8

7,4

5,5

4,3

1950

4,2

4,1

7,8

8,1

12,8

13,5

13,2

13,2

9,4

7,0

4,4

3,6

1951

4,4

3,6

5,7

8,2

12,8

12,1

14,2

12,5

10,7

11,4

7,3

6,3

1952

5,5

6,5

6,9

11,0

13,1

13,3

15,4

14,3

10,0

6.7

5,1

4,6

1953

5,1

5,9

7,1

9,2

13,9

13,3

14,8

13,2

9,8

8,0

5,7

5,2

1954

4,5

4,7

6,3

11,9

10,0

11,8

14,7

15,2

10,6

7,9

6,0

4,2

1955

4,2

5,6

7,5

7,8

11,0

13,2

12,4

11,9

9,1

5,8

6,7

6,4

1956

4,4

4,8

6,8

9,7

12,0

11,2

14,1

12,6

9,8

6,9

5,0

4,1

1957

3,6

3,8

7,2

7,5

9,2

14,0

12,6

11,8

9,2

7,6

5,9

5,4

1958

5,6

5,0

7,5

11,4

11,6

13,1

13,7

13,8

9,8

7,2

5,0

6,1

1959

5'2

4,4

6,6

9,8

9,7

12,8

13,6

12,8

11,2

7,8

6,8

4,4

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

160

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

м е с я цы

 

 

 

 

Годы

1

11

III

IV

V

VI

VII

VIII

 

 

 

 

 

IX

X

XI

XII

I960

4,8

6,1

5,2

8,0

11,8

13,1

12,4

12,4

10,4

7,6

6,2

5,1

1961

4,7

4,7

6,2

10,3

12,8

п ,і

12,9

12,4

9,2

6,2

5,4

5,3

1962

4,5

6,0

8,0

9,4

П,7

12,5

13,5

12,9

8,8

8,0

5,8

4,5

1963

4,4

6,5

7,1

12,0

14,0

14,9

13,5

12,5

9,1

8,7

6,6

4,9

1964

3,2

5,6

7,7

10,7

11,8

13,4

14,4

13,2

10,0

5,9

5,0

4,1

1965

4,8

4,6

5,5

9,0

П,І

11,8

14,2

12,4

10,0

9,9

8,0

5,1

1966

5,3

7,1

7,8

9,4

10,8

13,0

11,4

15,4

10,8

9,0

5,2

5,8

1967

3,8

4,9

6,8

10,7

12,1

12,5

13,4

12,7

9,4

9,6

7,7

7,3

 

 

Конкретные реализации случайной функции Х3 (()

 

 

 

 

 

 

 

(облачность)

 

 

 

 

 

1947

7,7

7,0

5,4

5,3

6,1

3,1

1,1

1,2

2,1

4,4

4,4

5,7

1948

6,7

5,9

6,8

7,2

3,9

4,0

0,9

1,2

1,1

2,6

4,4

7,4

1949

6,6

3,5

7,7

6,4

5,2

4,3

0,4

2,6

1,6

4,9

5,2

4,5

1950

8,1

7,5

6,4

6,1

4,0

1,8

2,2

1,4

1,0

3,5

4,8

4,9

1951

7,6

7,6

6,6

5,5

5,0

4,5

2,8

0,8

2,5

7,6

7,0

7,6

1952

7,1

7,5

7,4

7,5

4,6

3,2

2,5

1,2

1,6

2,4

7,0

7,8

1953

6,7

6,6

7,6

6,0

6,2

3,0

1,4

2,0

1,4

5,2

7,2

7,4

1954

8,0

7,5

8,1

7,7

4,2

3,2

3,6

2,2

1,6

3,3

4,7

4,2

1955

4,2

6,7

7,6

5,6

4,6

2,8

2,7

6,0

1,7

2,2

4,3

8,0

1956

6,6

7,9

7,7

6,0

4,2

2,2

0,7

1,2

2,0

2,9

6,1

7,0

1957

8,4

5,5

6,6

5,8

5,1

3,2

3,5

1,2

2,2

4,2

6,0

7,2

1958

7,0

5,5

7,8

8,6

5,3

3,0

1,9

2,3

2,6

3,8

5,4

8,1

1959

6,4

7,0

7,4

5,4

3,7

3,7

2,6

2,8

3,0

1,2

8,0

7,6

I960

6,4

7,6

7,4

7,0

6,1

3,2

1,2

3,0

2,8

3,8

6,6

7,2

1961

7,0

7,0

6,5

6,2

4,2

2,4

1,4

1,2

1,4

4,0

5,6

5,6

1962

6,4

6,7

8,0

6,6

5,4

2,5

1,4

1,8

1,7

4,5

5,6

5,7

1963

4,8

7,7

7,5

7,3

6,6

2,5

1,6

2,4

2,0

4,2

5,6

6,3

1964

5,4

7,5

7,5

7,7

4,4

3,0

2,3

1,3

2,0

2,2

5,9

6,2

1965

8,1

6,1

5,9

5,8

3,9

2,4

 

2,3

1,2

2,9

6,0

5,8

4,8

1966

5,2

5,6

7,7

5,8

4,2

2,3

 

2,4

1,8

2,2

3,8

3,9

7,5

1967

4,6

6,9

1,9

2,5

1,8

1,2

 

0,6

0,0

0,4

2,4

3,0

3,6

 

 

Конкретные реализации

случайной функции

(t )

 

 

 

 

 

 

 

(осадки

в

м м )

 

 

 

 

 

1947

01,0

39,7

36,2

52,5

51,1

13,1

 

4,6

0,0

20,4

22,3

40,0

34,7

1948

43,6

62,5

70,1

97,5

12,6

4,6

0,0

0,0

13,6

10,1

4,6

86,7

1949

40,8

52,6

06,0

38,0

32,5

14,9

0,0

13,7

0,9

20,4

28,2

37,5

1950

78,5

20,9

34,7

14,R

35,0

4.3

 

1,9

0,1

0,1

22,1

47,2

45,1

11 4 -8 2 8

161

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

П р о д о л ж . т а б л .

14

 

 

 

 

 

 

М е с я ц ы

 

 

 

 

 

Годы

I

II

III

IV

V

VI

VII

VIII

IX

X

XI

XII

 

1951

56,6

32,0

33,0

43,2

32,5

7,7

7,5

0,1

1,3

66,6

50,6

72,1

1952

49,6

83,6

98,0

62,6

60,8

8,1

6,6

0,4

3,5

0,0

47,3

31,5

1953

55,4

72,0

143,0

63,7

28,3

15,1

0,5

0,0

0,0

83,2

94,0

87,1

1954

53,7

53,7

98,7

45,4

7,8

2,4

35,5

0,0

0,0

0,0

46,7

23,1

1955

11,5

35,9

16,4

53,4

14,0

17,9

5,9

0,0

0,3

11,2

22,8

53,3

1956

34,3

87,6

74,9

56,8

4,4

17,4

0,0

0,0

4,9

7,1

6,9

60,9

1957

43,4

31,4

68,2

10,1

0,9

49,4

1,6

2,2

1,9

54,5

57,9

34,0

1958

56,2

23,7

108,0

153,0

55,2

1,8

0,4

4,8

0,0

15,3

49,6

86,8

1959

29,5

82,0

128,0

33,1

17,8

36,7

14,0

2,4

0,0

1,2

14,0

26,0

1960

57,4

59,2

56,5

65,4

40,5

7,4

0,6

0,0

6,5

4,3

41,6

42,2

1961

56,4

43,6

42,1

24,5

15,3

1,8

0,6

0,4

0,0

15,4

49,5

41,6

1962

55,6

53,4

89,5

42,6

8,0

1,5

1,6

0,0

0,5

12,5

16,5

21,0

1963

52,6

50,7

44,2

50,1

42,4

4,5

0,2

4,6

20,0

15,2

40,6

45,2

1964

31,5

47,5

109,0

96,1

33,1

3,9

0,6

0,0

0,0

0,2

0,0

22,6

1965

60,4

63,8

26,1

25,6

1,4

0,7

0,0

4,3

3,6

72,6

84,6

65,0

1966

11,4

16,4

36,1

8,0

8,1

0,5

0,0

1,9

13,4

44,5

15,6

43,7

1967

15,3

14,7

17,4

36,1

6,6

7,8

1,9

0,0

17,6

7,6

19,2

19,1

 

 

Конкретные реализации случайной функции

\ (0

 

 

 

 

 

 

(скорость ветра в м / с е к )

 

 

 

 

1947

1,7

1,6

1,7

1,5

1,4

1,5

1,3

1,2

1,2

1,2

1,2

1,4

1948

1,4

1,5

1,8

1,6

1,5

1,4

1,3

1,2

1,2

1,2

1,2

1,4

1949

1,4

1,7

1,6

1,8

1,6

1,2

1,1

1,2

1,1

1,4

1,0

1,2

1950

1,4

1,4

1,6

1,5

1,4

1,3

1,4

1,3

1,2

1,2

1,2

1,2

1951

1,5

1,2

1,6

1,5

1,2

1,5

1,4

1,1

1,2

1,1

1,2

1,1

1952

1,4

1,5

1,9

1,7

1,2

1,2

1,4

1,1

1,1

1,16

1,16

1,3

1953

2,2

2,4

2,3

2,1

1,8

1,6

1,4

1,5

1,7

1,7

1,8

1,6

1954

2,0

2,0

2,0

2,0

2,0

2,1

1,8

1,6

1,5

1,6

1,4

1,6

1955

1,7

2,2

2,2

1,9

1,9

1,8

1,8

1,6

1,6

1,2

1,5

1,6

1956

1,4

1,9

1,9

2,2

2,2

2,0

1,8

1,7

1,8

1,6

1,6

1,5

1957

1,4

1,6

2,1

2,0

1,9

1,8

1,7

1,9

1,7

1,7

1,7

1,6

1958

2,2

2,3

2,7

2,2

2,0

1,8

1,6

1,6

1,7

1,4

1,7

1,8

1959

1,6

2,2

2,4

2,5

2,1

1,8

1,5

1,5

1,4

1,6

1,4

1,5

1960

2,4

2,2

2,3

2,4

2,3

2,1

2,4

1,6

1,6

1,7

1,4

1,4

1961

1,9

1,8

2,8

2,0

2,3

2,1

2,2

1,7

1,8

1,6

2,0

2,2

1962

1,7

2,1

2,2

1,9

1,8

2,0

1,8

1,9

1,8

1,7

1,6

2,0

1963

2,8

2,6

2,3

2,0

2,2

1,8

1,8

1,8

1,9

1,9

1,8

1,9

1964

2,1

2,2

2,6

2,0

2,0

1,9

1,8

1,7

1,9

1,7

2,1

1,6

1965

1,8

2,5

2,4

2,1

1,8

2,2

1,9

1,8

1,7

1,9

1,8

1,7

1966

2,1

2,1

2,2

2,2

2,1

2,2

2,3

1,7

1,7

1,4

1,2

1,4

1967

1,8

1,6

1,8

1,9

2,0

2,2

1,7

1,7

1,7

1,7

1,5

1,6

162

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ