книги из ГПНТБ / Лакин Г.Ф. Биометрия учеб. пособие
.pdf
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
10 |
|
Классовые |
1 |
Частоты |
Неполные ряды |
Расчет разности d |
|
||||
варианты |
(/>) |
накопленных |
|
||||||
(X) |
|
частот |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|||
8,9 |
|
2 |
0 + 2 = |
2 |
|
|
|
|
|
9,6 |
|
3 |
2 + |
3 = |
5 |
2 + 5 + |
14 + |
32 = —52 |
|
10,3 |
|
9 |
5 + 9 = 14 |
||||||
11,0 |
|
17 |
14 + |
17=31 |
|
|
|
|
|
11,7 |
|
25 |
|
0 |
|
|
|
|
|
12,4 |
|
23 |
21 + 2 3 = |
44 |
4 + 1 1 |
+ 2 1 |
+ 4 4 = |
+80 |
|
13,1 |
|
10 |
И + |
10 = |
21 |
||||
|
|
|
|
|
|||||
13,8 |
|
7 |
4 + |
7 = |
11 |
d = 80 — 52 = +28 |
|
||
14,5 |
|
4 |
0 + 4 = |
4 |
|
||||
|
|
|
|
|
Полный ряд накопленных частот образуется последовательной кумуляцией всех частот вариационного ряда в направлении от максимальной варианты (но не наоборот!). Применим эту фор мулу к рассматриваемому примеру распределения кальция
(мг%) в сыворотке крови павианов-гамадрилов (табл. 11). Таблица 11
Классовые |
Частоты |
Первый -полный ряд |
Вычисление средней арифметической |
|
варианты (лг) |
(Р) |
накопленных частот |
||
8,9 |
2 |
98+2=100 |
!528 \ |
|
9,6 |
3 |
95+3=98 |
X = (8,9—и, / ) +и, / ( |
I — |
10,3 |
9 |
86+9=95 |
|
\ Ши / |
11,0 |
17 |
69+17=86 |
= 8,2+3,696=11,896, |
|
11,7 |
25 |
44+25=69 |
_ |
|
12,4 |
23 |
21+23=44 |
или X — 11,90 мг% |
|
13,1 |
10 |
11+ 10=21 |
|
|
13,8 |
7 |
4+7=11 |
|
|
14,5 |
4 |
0 + 4 = 4 |
|
|
Сумма . . . |
100 |
Si = 528 |
|
|
Используя данные табл. 11, среднюю арифметическую можно вычислить и по формуле 23, приняв в качестве условной средней А минимальную варианту. В таком случае первый ряд накоплен ных частот доводится не до конца вариационного ряда, а до ус ловного начала А:
X = А + і |
528 - |
100 \ |
8,9 + 0’7 ( НЮ |
> |
50
—8,9 + 2,996 = 11,896, или х = 11,90 мг%.
Так что разница между описанными вариантами способа сумми рования носит не принципиальный, а чисто формальный харак тер. (Другие варианты описанного способа можно найти в статье В. В. Алпатова (1967) '.)
Свойства средней арифметической
Формально эмпирическая средняя (х) соответствует матема тическому ожиданию распределения вероятных значений случай ной величины. Однако знак равенства между этими средними ставить нельзя. Средняя арифметическая из отдельных значений случайной величины X приближается к ее математическому ожи данию по мере увеличения числа испытаний (п), т. е. при п-уоо Х-+Е (х). Рассмотрим основные свойства средней арифме тической, поскольку с ней связаны расчеты характеристик вариа ционного ряда.
1. Сумма всех положительных и отрицательных отклонений вариант от средней арифметической равняется нулю, т. е.
2 (Хі — х) = 0.
Это можно показать на самом простом примере. Возьмем следу ющие пять вариант: 2 4 4 6 9. Их средняя х = (2 + 4 + 4 + 6 + + 9) :5 = 5. Выпишем отклонения каждой варианты от средней и просуммируем их:
2—5=—3
4— 5 = — 1 4— 5 = — 1
6— 5 = |
+ 1 |
9 _ 5 = |
+ 4 |
2 ( х і — х)= 0
Средняя арифметическая — это центр распределения; вариан ты больше и меньше средней величины как бы уравновешивают ся, положительные и отрицательные отклонения вариант от сред
ней взаимно |
погашаются. В практике, однако, случается, что |
2 (а'і—х )ф 0 , |
но это не должно смущать исследователя: такие |
случаи указывают на погрешности, допущенные при округлении дробных чисел. Используя количественные методы, приходится, как правило, иметь дело с приближенными числами. Обычно дробные числа округляются до десятых и сотых, а при более точ ных вычислениях и до тысячных долей единицы; гораздо реже производятся более точные измерения. Опыт показывает, что нет необходимости во всех случаях гнаться за мнимой точностью расчетов, когда она практически не нужна. В этой связи полезно
1 См. Бюллетень М.ОИП, отд. биол„ т. 72(1), 1967.
51
напомнить основные правила округления дробных чисел. 1) Ес ли цифра, стоящая за сохраняемой, меньше 5, она отбрасывает ся, а если больше 5, то сохраняемая цифра увеличивается на еди ницу. Например, числа 45,4366 и 31,4237 округляются до сотых знаков так: 45,44 и 31,42. Если же округлить эти числа до деся тых знаков, получим: 45,4 и 31,4. Округляя дробные числа, сле дует поступать так, чтобы допускаемая погрешность оказалась минимальной. Соответственно этому числа 1,450, 4,852, 0,850, 0,458 и 0,05 следует округлять до десятого знака следующим об разом: 1,4 4,9 0,9 0,5 и 0,0. 2) В тех случаях, когда для округле ния числа необходимо отбросить единственную цифру 5, за кото рой нет других цифр, придерживаются следующего правила: последнюю сохраняемую цифру оставляют без изменения, если она четная, и увеличивают на единицу, если она нечетная, наприг мер, 3,585 округляется до 3,58, 3,575 — до 3,58, 16,0815 — до 16,082 и т. д. При этом не рекомендуется отбрасывать нули, ко торыми заканчиваются округленные числа, чтобы показать тем самым действительную степень точности числа. Например, округ ляя числа 5,402 и 8,697 до сотых долей, следует записать 5,40 и 8,70, а не 5,4 и 8,7.
2. Сумма квадратов отклонений вариант от средней арифме тической есть величина наименьшая по сравнению с суммой квадратов отклонений вариант той же совокупности от любой ве личины, отличной от средней арифметической, т. е.
2 ( х г- - х ) 2 < 2 ( х ; - Л ) 2 .
Продемонстрируем это свойство на том же простом примере. Сначала найдем сумму квадратов отклонений вариант 2 4 4 6 и 9 от их средней х = 5:
(X — * ) = — 3— 1— 1+ 1+ 4
(х і- х)2 — 9 1 |
1 1 16; |
2 (х* — х )2 = |
28. |
Затем определим сумму квадратов отклонений, например, от ва рианты 6, т. е., возьмем А = 6:
(Хі — А) = 2 — 6 == — 4
4 — 6 == — 2
4 — 6 = — 2
6 — 6 = + 0
9 — 6 = + 3,
2 (Хі — А )2 = 42 + 22 + 22 + З2 = 33. Нашли, что 28 < 33.
52
3. Сумма квадратов отклонений вариант от средней арифме тической равна сумме квадратов этих вариант минус квадрат их суммы, отнесенный к общему числу вариант данной совокупно сти, т. е.
(2х)2 |
. |
2 ( х * - х ) 2= 2х2- — |
|
п |
|
Воспользуемся теми же вариантами 2 4 4 6 и 9. Выше было най дено 2(х,—х )2 —28. Эта величина получается и путем следующе го расчета: 2х2 = 22 + 4 2 + 42 + 62 + 92= 153; 2х = 2-р4 + 4+ 6+ 9 = = 25 и (2х)2=252 = 625, отсюда
625 |
1 5 3 - 125 = 28. |
2 (х* — х )2 = 153 Т |
4. Сумма квадратов отклонений вариант от средней арифме тической равна сумме квадратов этих вариант минус произведе ние общего числа вариант, входящих в состав данной совокуп ности, на квадрат средней арифметической, т. е.
2 (Хі — х )2 = 2х2 — п X X2.
Для тех же пяти вариант — 2 4 4 6 9 — известны: 2(Xj—х )2 = 28, 2х2 = 153, х = 5 и х2 = 25, отсюда 2 (х*—х )2= 153—5x25 = 28.
5. Сумма квадратов отклонений вариант от средней арифме тической равняется сумме квадратов отклонений вариант от ус ловной средней А минус квадрат суммы отклонений вариант от условной средней, отнесенный к общему числу вариант данной совокупности, т. е.
2 (хі — х )2 = |
„ |
[2 (х, — Л)]2 |
|
|
2 (Хі — Л)2- |
І-АЛ------ — . |
|
||
Для вариант 2 4 4 6 и 9 было найдено: |
|
|
|
|
2 (Xj — х )2 = 28, 2 (хі — Л)2 = 33 и 2 (х« — Л) = |
— 8 |
+ 3 = — 5, |
||
откуда |
— 52 |
|
|
|
2 (Хі — х )2 = |
33 - 5 = |
28. |
|
|
33--------- = |
|
—5
6.Если каждую варианту увеличить (или уменьшить) на ка кую-то положительную величину К, то и средняя арифметиче ская увеличится (или уменьшится) на ту же величину, т. е.
г2 (X ± К)
— X ± К .
п
К каждой из приведенных выше вариант прибавим единицу и вы числим среднюю арифметическую:
- := |
(2+1) + (4+1) + (4+1) + (6+1) + (9+1) |
= 30 = |
Х |
5 |
5 |
5 а
ИЛИ X + 1 = 6.
7. Если каждую варианту увеличить (или уменьшить) в К раз, то и средняя арифметическая увеличится (или уменьшится) во столько же раз, т. е.
2 ( х Х К ) |
_ w l , |
X |
------------- = |
X X А |
или |
п |
|
~ к ‘ |
Увеличим каждую варианту совокупности в два раза и найдем среднюю арифметическую
(2 X 2 + 4 X 2 + 4 X 2 + 6X2 + 9X2) :5 = ~ = 10, иля 2Х* =
= 2 X 5 = 10.
СРЕДНЯЯ ГАРМОНИЧЕСКАЯ
Когда изучаемый признак находится в обратной пропорцио нальности к другому признаку, связанному с’ ним функциональ но, то более точную характеристику ему дает средняя гармониче ская, обозначаемая символом хь- Эта средняя представляет от ношение общего числа наблюдений (п) к сумме их обратных значений, т. е.
xft = |
(25) |
Здесь X — значение отдельной варианты; 2 — знак суммирования; п — общее число вариант в данной совокупности, т. е. ее объем.
Например, пять доярок в течение часа надоили следующее ко личество молока: первая— 10, вторая — 20, третья — 25, четвер тая— 30 и пятая — 20 л молока, а всего 105 л за час. Нужно оп ределить, сколько времени в среднем затрачивает доярка на вы
даивание 1 л |
молока. |
|
Если эту задачу решать с помощью средней арифметической, |
||
получается X |
_105 |
л молока за |
21 л,откуда на выдаивание 1 |
||
|
Т = |
|
трачивается 60:'21 =2,86 мин. Однако этот расчет недостаточно точный. Ведь фактически на выдаивание 105 л молока затрачено 6О/ і0 + 6О/20 + 6О/25 + 6О/з0+ 6О/20=16,4 мин. Следовательно, на выдаи вание 1 л молока доярка затрачивает в среднем 16,4 : 5 = 3,28 мин (а не 2,86 мин, как получилось выше). Именно за один час дояр ка надоила в среднем не 21 л, а меньше:
Xh = 5: (Ѵіо + Ѵго + Ѵгэ + Узо + Уго) = ^ |
= 1^,31 л, |
откуда на выдаивание \ л молока доярка затрачивает в среднем 60/і8,зі = 3,28 мин.
Если выборка сгруппирована в виде вариационного ряда, т. е. ранжирована с указанием частот отдельных вариант, для ее ха
54
рактеристики вычисляется взвешенная средняя гармоническая по следующей формуле:
= |
(26) |
Например, для определения средней плотности колосьев ржи бы ла измерена длина 20 колосьев и подсчитано количество зерен в каждом колосе. Результаты распределились следующим образом:
длина колосьев (см): |
8 |
9 |
10 |
11 |
• 12 |
число зерен в колосе: |
36 |
38 |
40 |
41 |
42 |
частоты (р): |
2 |
5 |
10 |
2 |
1 |
плотность колосьев: |
4,5 |
4,2 |
4,0 |
3,7 |
3,5* |
* Плотность равна отношению числа зерен к длине колосьев.
Вычислим среднюю гармоническую, характеризующую среднюю плотность колосьев в этом распределении:
X h = 20: ( 2 x |
^ |
+ 5 X |
4,2 |
1 0 Х — ь |
' |
4,5 |
|
4,0 |
1 + 2 Х а
Если же характеризовать этот признак средней арифметической, то получается следующий результат:
X = (2 X 4,5 + 5 X 4,2 + 10 X 4 + 2 X 3,7 + 1 X 3,5) :20 =
Видно, что средняя арифметическая несколько больше средней гармонической, хотя разница в данном случае невелика.
СРЕДНЯЯ КВАДРАТИЧЕСКАЯ
Когда признаки выражаются мерами площади, их средняя величина более точно характеризуется средней квадратической, обозначаемой символом х д. Примерами такого рода признаков могут служить размеры корзинок подсолнечника — признак, раз меры которого в значительной мере определяют урожай отдель ных растений. Размеры колоний микробов, величина листовых пластинок у растений, с которой связана продуктивность фото синтеза, и другие признаки.
Средняя квадратическая равняется корню квадратному из суммы квадратов вариант, отнесенной к их общему числу:
X q ИЛИ Xq (27)
55
Этот показатель применяется при определении среднего диамет ра какой-либо поверхности. Например, измерение диаметра у 10 корзинок подсолнечника дало следующие результаты:
диаметр корзинок |
(см): |
8 |
11 |
13 |
15 |
16 |
17 |
число случаев (р): |
|
1 |
1 |
2 |
3 |
2 |
1 |
Нужно, определить средний |
размер |
этого |
признака. Средняя |
||||
арифметическая |
'Zpx |
|
139 |
|
|
|
|
X — |
|
13,9 см |
|
|
|||
-------- |
|
---- = |
|
|
|||
|
п |
|
10 |
|
|
|
|
в данном случае дает заниженный результат. Более точным по казателем оказывается средняя квадратическая:
Ерх2 = 1 X 82 + 1 X 1 12 + 2 X 132 + 3 X 152 + 2 X 162 +
+ 1 X 172 — 1999, откуда
1999
14,1 см.
У - Т(Г
СРЕДНЯЯ КУБИЧЕСКАЯ
Когда необходимо определить средний размер объемных при знаков, используется средняя кубическая, обозначаемая симво лом X Q . Она равна корню кубическому из суммы кубов вариант, деленной на их общее число:
2х3 |
з |
|
|
XQ — У— п j или |
(28) |
Пример. Измерялся диаметр 18 куриных яиц (бралась полу сумма малого и большого диаметров яиц), результаты оказались следующие:
диаметр яиц |
(см): |
4,7 |
4,8 |
6 |
5,0 |
5,4 |
5,6 |
6,0 |
число случаев |
(р): |
2 |
4 |
3 |
2 |
1 |
|
Нужно определить средний размер яиц по их диаметру. Вычисля ем среднюю кубическую (взвешенную)
Ирх3= 2 (4,7)3 + 4 (4,8)3 + 6 (5,0)3 + 3 (5,4)3 + 2 (5,6)3 +
+ 1 (6,0)3 = 207,6 + 442,4 + 750,0 + 472,5 +
+ 351,2 + 216,0 = 2439,7,
Откуда находим
з_______ |
з____ |
|
|
У |
2430 7 |
5,14 см. |
|
|
----- — — уі35,6 = |
||
|
18 |
|
* |
56
Если вычислить среднюю арифметическую этого признака, она оказывается несколько меньше по сравнению со средней кубиче ской, что видно из следующего расчета:
2,рх
см
п
СРЕДНЯЯ ГЕОМЕТРИЧЕСКАЯ
Средняя геометрическая, обозначаемая через x g, представля ет корень п-й степени из произведений членов ряда, т. е.
Xg -- У*1 X *2 X *3 X • • • X Хп.
Например, средняя геометрическая чисел 5, 8, 25 равняется:
£g = |
3 |
3 |
|
|
y 5 X 8 X 2 5 = y 1000 = 10. |
|
|||
Обычно средняя |
геометрическая |
вычисляется с помощью |
деся |
|
тичных логарифмов по следующей формуле: |
|
|||
1 |
' |
lg *2 + lg X3+ |
1 |
(29) |
lg Xg = — (lg Xi + |
... + lg Xn) = — (S lg Xi), |
|||
n |
|
|
n |
|
T. e. логарифм средней геометрической равен сумме логарифмов членов ряда, отнесенной к их общему числу; логарифм средней геометрической есть средняя арифметическая из логарифмов чле нов данного ряда.
Средняя геометрическая характеризует средние величины прибавок веса, линейных размеров тела или средний прирост по пуляции за определенные промежутки времени, поэтому она вы числяется не из абсолютных чисел ряда, а из их разностей или отношений. Средняя геометрическая особенно удобна в тех слу чаях, когда признак, изменяясь во времени, выражается в виде прироста в долях единицы или в процентах. Покажем расчет средней геометрической на соответствующем примере. По дан
ным Г. М. Никольского |
(1944), линейный рост сазана Азовского |
||||
моря характеризуется следующими показателями: |
|
||||
возраст сазана (годы): |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
длина тела (см): |
13,0 |
25,5 |
34,9 |
41,0 |
45,6 |
Вычислим средний годовой прирост длины тела азовского сазана за первые пять лет его жизни. Расчет суммы логарифмов из абсо лютных величин прироста показан в табл. 12.
Подставляя найденное значение 2 1gx в формулу, находим:3
3 51813
1g x g = —— -----= 0,87953. Откуда x g — 7,58 см.
57
|
|
|
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