Головна

альтернативне розподіл

  1. IV.2 Розподіл годин за темами та видами навчальної роботи.
  2. альтернативне зіставлення
  3. Барометрична формула і розподіл Больцмана
  4. Барометрична формула. РозподілБольцмана
  5. Біноміальний розподіл
  6. Біноміальний розподіл (розподіл Бернуллі)

розподіл дискретної випадкової величини, Що має лише два протилежних (різноякісних) значення (два класи, k = 2). В одній пробі (в одному спостереженні) міститься одна варіанту (m = 1), одне з двох можливих значень. Ймовірності кожного з них можуть бути рівні (p = q) Або не рівні (p q). Приклади: самці і самки, хворі і здорові організми, що спрацювали і порожні пастки на одного облікового лінії, два варіанти алельних ознак, вакциновані і невакцинованих пацієнти серед хворих та ін. (Рис. 7). Обчислення констант досить прості і не вимагають побудови варіаційного ряду.

Мал. 7. Альтернативне розподіл (два класи варіант).

По осі ординат - частості (частки) цих груп

Найважливішою характеристикою є частка (p) Варіант певного виду (А), представлених загальною кількістю nA в межах вибірки об'ємом n:

.

Якщо результати окремих випробувань висловити числами 0 або 1 (що аналогічно відбору проб з об'ємом m = 1), частка варіант збігається із середньою арифметичною, розрахованої для всіх значень:

.

Наприклад, результат виловів полівок з природних популяцій показав, що в досліджуваній групі (200 особин) було 120 самок і 80 самців. В даному випадку ми маємо справу з альтернативним ознакою (самка - самець). З 200 проб 120 містять самок (значення 1), 80 - не містять (значення 0), так отримуємо вибірку n = 200:

0000000000000000000000000000000000000000000000000000000000001111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111.

Частка варіант із значенням 1 становить:

,

що збігається із середньою арифметичною для всього ряду:

.

Для альтернативного розподілу можуть застосовуватися ті ж формули розрахунку вибіркових параметрів, що і для біноміального розподілу. Середня (частка самок):

M = m • p = 1 • 0.6 = p = 0.6.

Стандартне відхилення (при m = 1):

 0.24.

Помилка середньої (помилка частки самок):

.

Довірчий інтервал для альтернативних ознак (їх часток, відсотків і частот) будується за допомогою ?-перетворення Фішера, що дає більш точні межі, особливо якщо частки сильно відрізняються. Спочатку замість значення частки (відсотка) однієї ознаки об'єктів беруть значення ? (фі), знайдене за формулою  або за таблицею 10П. Потім обчислюють помилку:  , Обидві довірчі кордону ? лев. = ? - tm?, ? прав. = ? + tm?, Після чого за допомогою таблиці 10П переводять знайдені значення назад в відсотки.

Знайдемо довірчі кордону для частки самок полівок p = 0.6 при рівні значущості ? = 0.05. Використовуючи таблицю 10П і проводячи розрахунки, отримуємо: ? (60%) = 1.772, = 0.0707,

? лев. = 1.772 - 1.96 • 0.0707 = 1.6334, ? прав. = 1.772 + 1.96 • 0.0707 = 1.9106, p лев.(1.6334) = 53.1%, p прав.(1.9106) = 66.4%.

Частка самок в генеральної сукупності (популяції полівок) становить мінімум 53.1%, максимум 66.4%.

 



Попередня   5   6   7   8   9   10   11   12   13   14   15   16   17   18   19   20   Наступна

Ивантер Е. В., Корос А. В. | ВСТУП | ознака | варіювання | Побудова варіаційного ряду | Середня арифметична | Стандартне відхилення | Основні типи розподілів ознак | Нормальний розподіл | Біноміальний розподіл |

© um.co.ua - учбові матеріали та реферати