metodyOKS(1)
.doc
Министерство образования и науки Российской Федерации
ФГБОУ ВПО
Российский государственный гидрометеорологический университет
(РГГМУ)
Кафедра прикладной экологии
Лабораторная работа 1
Предварительный анализ исходных данных
р. Тура - г. Тюмень 1931-1970
Выполнил: ст. гр. Э-386
Свердлова О.А
Проверила:
Урусова Е.С.
Санкт-Петербург 2014
Цели работы:
Выявить основные особенности исходных рядов наблюдения
Задачи работы:
1. Провести визуальную оценку исходных рядов наблюдения;
2. Рассчитать функцию распределения и обеспеченности;
3. Оценить основные числовые характеристики рядов наблюдения.
Исходными данными к работе являются ряды наблюдений за среднегодовым и максимальным расходом воды реки Тура - г. Тюмень 1931-1970.
Теоретические сведения
Множество, включающее в себя все однородные объекты (например, все данные об уровнях за период существования водного объекта…), которым присущи или не присущи определенные количественные или качественные признаки, образует генеральную совокупность. Основное отличие генеральной совокупности заключается в том, что все числовые характеристики и закон распределения случайной величины Х могут быть установлены по этой совокупности значений с точностью, равной точности определения исходных данных.
Ряд наблюдений за короткий период в n лет, взятый из генеральной совокупности, называется выборочной совокупностью или выборкой, а сами наблюдения, вошедшие в этот ряд, выборочным.
Одной из основных задач статистического анализа является получение по имеющейся выборке достоверных сведений об интересующих исследователя характеристиках генеральной совокупности. Поэтому важным требованием к выборке является ее репрезентативность, то есть правильная представимость в ней пропорций генеральной совокупности. Достижению репрезентативности может способствовать такая организация эксперимента, при которой элементы выборки извлекаются из генеральной совокупности случайным образом. Репрезентативность не всегда зависит от объема выборки.
Случайной величиной называется величина, которая в результате испытания может принимать различные значения в зависимости от случайного исхода испытания. Различают два типа случайных величин: непрерывные и дискретные.
Непрерывная случайная величина может принимать любые численные значения в некотором диапазоне, который, в частности, может быть и бесконечным. Примером непрерывной случайной величины в данной работе служат характеристики стока; средний годовой, максимальный.
Дискретная случайная величина может принимать только конечное или счетное множество значений.
Функцией распределения случайной величины Х (1) называется функция вида
F(x) =p(X<x), (1)
где х – заданное значение случайной величины, Х – возможные ее значения.
Функция распределения показывает вероятность получения в результате испытания значения случайной величины Х меньше, чем заданное значение х. В гидрологических расчетах обычно вместо нее используется функция обеспеченности(2):
P (х. )=1-F(x)=p(X≥x), (2)
которая показывает вероятность получить в испытании значение Х, большее или равное заданному значению х.
Числовые характеристики
Характеристики, назначение которых - выразить в сжатой форме наиболее существенные особенности распределения называются, числовыми характеристиками или параметрами распределения случайной величины.
Числовые характеристики, используемые в качестве расчетов, разделяют на характеристики положения, показывающие расположение определенных характеристик распределения на числовой оси, и характеристики рассеивания.
Числовые характеристики положения показывают расположение определенных характеристик распределения на оси абсцисс. Среди них важнейшую роль играют математическое ожидание случайной величины (mx), мода (М), медиана (Ме).
Математическое ожидание (центр распределения) определяется по последовательности значений случайной величины Х(3):
Mx=∑xi / N, (3)
где N-объем генеральной совокупности.
Мода дискретной случайной величины - это ее наиболее вероятное значение. Определение моды в этом случае производится по многоугольнику распределения как значение, имеющее наибольшую вероятность. Мода непрерывной случайной величины определяется по кривой распределения как значение Х, обладающее наибольшей плотностью распределения.
Медиана - это значение случайной величины, для которого(4)
р (Х<Ме)=р(Х>Ме), (4)
т.е. вероятность значений Х, больших или меньших Ме, одинакова. Медиана определяется с помощью функции распределения или обеспеченности как значение Х, имеющее обеспеченность, равную 50 %.
Другим классом числовых характеристик являются характеристики рассеивания. Они характеризуют степень и форму рассеивания возможных значений Х относительно математического ожидания. Среди них важную роль играют: дисперсия, среднее квадратическое отклонение, коэффициент вариации, коэффициент асимметрии.
Дисперсией Dx (5) случайной величины Х называется математическое ожидание квадрата соответствующей центрированной величины
Dx=∑(xi-mx)2/ N. (5)
Для характеристики рассеивания часто удобнее пользоваться величиной, размерность, которой совпадает с размерностью случайной величины. Это дает возможность сопоставить рассеивание со значениями самих величин Х. В качестве такой величины может служить корень квадратный из дисперсии. Эта величина называется средним квадратическим отклонением или стандартом и обозначается через σх (6):
Σх=√Dx. (6)
Для описания заведомо положительных величин большое распространение получила безразмерная характеристика рассеивания – коэффициент вариации(7):
Сv= σх/mx. (7)
Коэффициент вариации не зависит от среднего и может быть использован для сопоставления изменчивости различных процессов.
Для характеристики симметричности рассеивания значений случайной величины относительно математического ожидания применяется безразмерная величина - коэффициент асимметрии(8):
Сs=∑(хi-mx)/N/ σх. (8)
Асимметрия может быть положительной и отрицательной. Знак асимметрии зависит от соотношения числовых характеристик положения: моды и математического ожидания. Если mx>M, то Сs<0-положительная симметрия. Если mx<M-отрицательная симметрия.
Результаты работы
Таблица 1 - Исходные ряды значений среднегодового и максимального стока р. Тура - г.Тюмень 1931-1970 |
|||||
|
№ |
Год |
Qср, м3/с |
Qmax ,м3/с |
|
|
1 |
1931 |
107 |
373 |
|
|
2 |
1932 |
237 |
1000 |
|
|
3 |
1933 |
103 |
576 |
|
|
4 |
1934 |
61,3 |
472 |
|
|
5 |
1935 |
151 |
654 |
|
|
6 |
1936 |
105 |
774 |
|
|
7 |
1937 |
147 |
551 |
|
|
8 |
1938 |
112 |
812 |
|
|
9 |
1939 |
79,3 |
508 |
|
|
10 |
1940 |
132 |
732 |
|
|
11 |
1941 |
196 |
1330 |
|
|
12 |
1942 |
220 |
975 |
|
|
13 |
1943 |
291 |
1350 |
|
|
14 |
1944 |
182 |
961 |
|
|
15 |
1945 |
148 |
719 |
|
|
16 |
1946 |
286 |
2110 |
|
|
17 |
1947 |
417 |
1400 |
|
|
18 |
1948 |
300 |
1460 |
|
|
19 |
1949 |
236 |
1510 |
|
|
20 |
1950 |
330 |
912 |
|
|
21 |
1951 |
140 |
858 |
|
|
22 |
1952 |
102 |
442 |
|
|
23 |
1953 |
100 |
676 |
|
|
24 |
1954 |
106 |
640 |
|
|
25 |
1955 |
132 |
629 |
|
|
26 |
1956 |
174 |
1000 |
|
|
27 |
1957 |
256 |
2570 |
|
|
28 |
1958 |
113 |
600 |
|
|
29 |
1959 |
120 |
677 |
|
|
30 |
1960 |
177 |
981 |
|
|
31 |
1961 |
280 |
910 |
|
|
32 |
1962 |
194 |
1060 |
|
|
33 |
1963 |
180 |
1120 |
|
|
34 |
1964 |
157 |
701 |
|
|
35 |
1965 |
187 |
1020 |
|
|
36 |
1966 |
189 |
914 |
|
|
37 |
1967 |
72,9 |
320 |
|
|
38 |
1968 |
110 |
545 |
|
|
39 |
1969 |
213 |
721 |
|
|
40 |
1970 |
347 |
2400 |
|
Таблица 2 - Статистическая совокупность ряда среднегодового стока р. Тура - г. Тюмень 1931-1970 |
|||||||
интервал |
|
61,2-121,2 |
121,2-181,2 |
181,2-241,2 |
241,2-301,2 |
301,2-361,2 |
361,2-421,2 |
число значений m |
|
13 |
10 |
9 |
5 |
2 |
1 |
частота p=m/n |
|
0,33 |
0,25 |
0,23 |
0,13 |
0,05 |
0,03 |
Таблица 2.1 - Статистическая совокупность ряда максимального стока р. Тура - г. Тюмень 1931-1970 |
|||||||||
интервал |
|
320-602 |
602-884 |
884-1166 |
1166-1448 |
1448-1730 |
1730-2012 |
2012-2204 |
2204-2576 |
число значений m |
|
9 |
12 |
11 |
3 |
2 |
0 |
1 |
2 |
частота p=m/n |
|
0,23 |
0,30 |
0,28 |
0,08 |
0,05 |
0,00 |
0,03 |
0,05 |
Таблица 3 - Расчет эмпирических функций распределения и обеспеченности ряда среднегодового стока р. Тура - г. Тюмень 1931-1970 |
|||||||||
граница интервала х |
61,2 |
121,2 |
181,2 |
241,2 |
301,2 |
361,2 |
421,2 |
||
число случаев К |
0 |
13 |
23 |
32 |
37 |
39 |
40 |
||
частота F(x)=k/n |
0 |
0,325 |
0,575 |
0,8 |
0,925 |
0,975 |
1 |
||
P(x)=1-F(x) |
1 |
0,675 |
0,425 |
0,2 |
0,075 |
0,025 |
0 |
||
|
|
|
|||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
|||||||||
|
Таблица 3.1 - Расчет эмпирических функций распределения и обеспеченности ряда максимального стока р. Тура - г. Тюмень 1931-1970 |
|
||||||||
|
|||||||||
граница интервала х |
320 |
602 |
884 |
1166 |
1448 |
1730 |
2012 |
2204 |
2576 |
число случаев К |
0 |
9 |
21 |
32 |
35 |
37 |
37 |
38 |
40 |
частота F(x)=k/n |
0 |
0,225 |
0,525 |
0,8 |
0,875 |
0,925 |
0,925 |
0,95 |
1 |
P(x)=1-F(x) |
1 |
0,775 |
0,475 |
0,2 |
0,125 |
0,075 |
0,075 |
0,05 |
0 |
Таблица 4 - Расчет модульных коэффициентов ряда среднегодового стока р. Тура - г.Тюмень 1931-1970 |
||||||||
№ п\п |
год |
Qср , м3/с |
Qср ранж |
Кi |
Ki-1 |
(Ki-1)² |
(Ki-1)³ |
Pm |
1 |
1911 |
107 |
417 |
2,32 |
1,320 |
1,742 |
2,29854 |
2,44 |
2 |
1912 |
237 |
347 |
1,93 |
0,930 |
0,866 |
0,80520 |
4,88 |
3 |
1913 |
103 |
330 |
1,84 |
0,836 |
0,698 |
0,58376 |
7,32 |
4 |
1914 |
61,3 |
300 |
1,67 |
0,669 |
0,447 |
0,29924 |
9,76 |
5 |
1915 |
151 |
291 |
1,62 |
0,619 |
0,383 |
0,23695 |
12,20 |
6 |
1916 |
105 |
286 |
1,59 |
0,591 |
0,349 |
0,20641 |
14,63 |
7 |
1917 |
147 |
280 |
1,56 |
0,558 |
0,311 |
0,17338 |
17,07 |
8 |
1918 |
112 |
256 |
1,42 |
0,424 |
0,180 |
0,07628 |
19,51 |
9 |
1919 |
79,3 |
237 |
1,32 |
0,318 |
0,101 |
0,03228 |
21,95 |
10 |
1920 |
132 |
236 |
1,31 |
0,313 |
0,098 |
0,03062 |
24,39 |
11 |
1921 |
196 |
220 |
1,22 |
0,224 |
0,050 |
0,01121 |
26,83 |
12 |
1922 |
220 |
213 |
1,18 |
0,185 |
0,034 |
0,00632 |
29,27 |
13 |
1923 |
291 |
196 |
1,09 |
0,090 |
0,008 |
0,00074 |
31,71 |
14 |
1924 |
182 |
194 |
1,08 |
0,079 |
0,006 |
0,00050 |
34,15 |
15 |
1925 |
148 |
189 |
1,05 |
0,051 |
0,003 |
0,00014 |
36,59 |
16 |
1926 |
286 |
187 |
1,04 |
0,040 |
0,002 |
0,00007 |
39,02 |
17 |
1927 |
417 |
182 |
1,01 |
0,012 |
0,000 |
0,00000 |
41,46 |
18 |
1928 |
300 |
180 |
1,00 |
0,001 |
0,000 |
0,00000 |
43,90 |
19 |
1929 |
236 |
177 |
0,98 |
-0,015 |
0,000 |
0,00000 |
46,34 |
20 |
1930 |
330 |
174 |
0,97 |
-0,032 |
0,001 |
-0,00003 |
48,78 |
21 |
1931 |
140 |
157 |
0,87 |
-0,127 |
0,016 |
-0,00203 |
51,22 |
22 |
1932 |
102 |
151 |
0,84 |
-0,160 |
0,026 |
-0,00410 |
53,66 |
23 |
1933 |
100 |
148 |
0,82 |
-0,177 |
0,031 |
-0,00552 |
56,10 |
24 |
1934 |
106 |
147 |
0,82 |
-0,182 |
0,033 |
-0,00605 |
58,54 |
25 |
1935 |
132 |
140 |
0,78 |
-0,221 |
0,049 |
-0,01082 |
60,98 |
26 |
1936 |
174 |
132 |
0,73 |
-0,266 |
0,071 |
-0,01876 |
63,41 |
27 |
1937 |
256 |
132 |
0,73 |
-0,266 |
0,071 |
-0,01876 |
65,85 |
28 |
1938 |
113 |
120 |
0,67 |
-0,332 |
0,111 |
-0,03674 |
68,29 |
29 |
1939 |
120 |
113 |
0,63 |
-0,371 |
0,138 |
-0,05123 |
70,73 |
30 |
1940 |
177 |
112 |
0,62 |
-0,377 |
0,142 |
-0,05356 |
73,17 |
31 |
1941 |
280 |
110 |
0,61 |
-0,388 |
0,151 |
-0,05845 |
75,61 |
32 |
1942 |
194 |
107 |
0,60 |
-0,405 |
0,164 |
-0,06632 |
78,05 |
33 |
1943 |
180 |
106 |
0,59 |
-0,410 |
0,168 |
-0,06909 |
80,49 |
34 |
1944 |
157 |
105 |
0,58 |
-0,416 |
0,173 |
-0,07194 |
82,93 |
35 |
1945 |
187 |
103 |
0,57 |
-0,427 |
0,182 |
-0,07787 |
85,37 |
36 |
1946 |
189 |
102 |
0,57 |
-0,433 |
0,187 |
-0,08095 |
87,80 |
37 |
1947 |
72,9 |
100 |
0,56 |
-0,444 |
0,197 |
-0,08736 |
90,24 |
38 |
1948 |
110 |
79,3 |
0,44 |
-0,559 |
0,312 |
-0,17455 |
92,68 |
39 |
1949 |
213 |
72,9 |
0,41 |
-0,594 |
0,353 |
-0,21008 |
95,12 |
40 |
1950 |
347 |
61,3 |
0,34 |
-0,659 |
0,434 |
-0,28618 |
97,56 |
сумма |
|
179,7625 |
|
40 |
0 |
8,289 |
3,3713 |
|