4. Мера крутости
Крутость исследуемой кривой распределения сравнивается с крутостью нормальной кривой.
Как указано выше (п. 2), в нормальном распределении только 3 единицы из 1000 лежат вне пределов утроенного основного отклонения в ту и другую сторону от среднего значения (см. рис. 11). Если за эти пределы выходит большее число единиц совокупности, то такое явление, называемое эксцессом, сопровождается большей крутостью, т. е. большим скоплением значений около среднего значения, чем в нормальном распределении. Получаемая при этом кривая называется островершинной кривой распределения. Если же значения расположены в более узких пределах, чем в нормальном распределении, то это явление, называемое дефектом, сопровождается крутостью менее нормальной. Получаемая при этом кривая называется плоско вер шинной кривой распределения.
В качестве примера нормального распределения можно указать приведенные выше ряды распределения роста русских рабочих — мужчин и женщин (см. рис. 7), а также ряды распределения роста и окружности груди студентов (гл. I, § 2, п. 3). Точно так же нормальным является следующий ряд распределения числа жилок в листьях крымского бука в верхней части буковой полосы на высоте 1300—1365 м «ад уровнем шря (я=2500) **:
Число жилок. .... 5 6 7 8 9 10 11 Сумма Число листьев %0 . .4 42 217 471 224 40 2 1000
Среди таксационных признаков нормальное распределение наблюдается в рядах распределения коэффициента формы. Ряд распределения
* Л. А. Иванов, 1946, стр; 23. ** Г. И. П о п л а в с к а я, 1927, стр. 68.
/]
Сгагнсгыки распределения
61
коэффициента формы лапландской сосны (ряс. 20) указан выше (п. 2). Приведем также ряд распределения коэффициента формы чержнэугьхо-вых 'насаждений типа ольшаник с ясенем (А1пиз д1и1Ьтоза):
Коэффициент формы, % . .62 64 66 68 70 72 74 76 78 80 Сумма Число деревьев .... 1 4 13 29 43 57 51 30 10 2 240
Примером островершинной кривой могут служить следующие ряды распределения:
Ряд распределения окружности головы студентов (прило&й&ние 1)
Окружность головы, см . . 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 Сумма
Число студентов . 2 6 12 37 98 143 100 61 24 12 4 1 500
Ряд распределения числа цветков ландыша (Сопиа11аг1а та{аИ5) на отдельных стеблях,
собранных в окрестностях Москвы: *
456789
10
11 Сумма
46 270 430 280 96 27
1
1158
Число цветков на стебле 3 Число стеблей . . . 3
Ряд распределения (рис. 21) числа краевых цветков у стеблей
СпгузапНгетшп ыЫпсипг, собранных на Ледяной горе
(Урал, близ Кунеура)**
Число краевых цветков 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35
37 Сумма 1 1292
Число стеблей
10 34 53112274453196 70 33 18 14 15
представляют, например, следующие
Плосковерпшнную кривую рады распределения:
18 4
Сумма 1000
Ряд распределения длины листьев дуба: *** Длина листа, см ... 4 6 8 10 12 14 16 Число листьев .... 15 93 205 284 249 124 26
Ряд распределения длины листьев осины (Рори1из 1гети1а) на северной стороне дерева: ****
Длина листа, мм , .15 25 35 45 55 65 75 85 Число листьев ... 8 58 132 224 252 205 111 15
95 Сумма 2 1007
\
20
53 57 61 65 69 73 77 в! 85 89 Коэффициент фермы. %
Рис. 20. Распределение коэффициента
формы лапландской сосны в возрасте
120—160 лет
На рис. 20, 21, 22 вместе с многоугольниками распределения изображены соответствующие нормальные кривые распределения. Из этих рисунков видно, что распределение коэффициента формы лапландской сосны практически полностью совпадает с нормальным распределением; распределение числа краевых цветков хризантем имеет более широкий размах по сравнению с нормальным распределением, а распределение длины листьев осины оказывается в более узких пределах, чем в Нормальном распределении.
Статистика, характеризующая крутость кривой распределения, называется мерой крутости и обозначается через I. В случае нор-
* Л. К. Лахтин, Кривые распределения. М., ГИЗ, 1922, стр. 114. (Данные Н. С. Четверикова).
** А. Я. Гордягин, 1907, стр. 52. *** Ю. А. Филипченко, 1929, стр. 29. .-.•****. Л. К. Лахтин, НО. (Данные С. С. Четверикова).
62
Анализ распределения
[гл. П
малыюй кривой распределения мера крутости равна «улю, для остро* вершинных кривых мера крутости больше нуля, для штосковерыгинных кривых мера крутости меньше нуля. Вычисление цмеры 'крутости показано в л. 5.
9 ,'/ 13 /5 17 19 21 23 25 27 29 31 .33 35 37
число краебь/х цветков Рис. 21. Распределение числа краевых цветков хризантем
Мера крутости для приведенных выше рядов распределения оказалась следующей:
Число жилок в листьях крымского бука +0,031
Коэффициент формы лапландской сосны +0,204
Коэффициент формы черно-ольховых насаждений —0,150
Окружность головы студентов . +0,558
Число цветков ландыша +0,560
Число краевых цветков у хризантем +2,619
Длина листьев дуба —0,331
Длина листьев осины . . . . . —0,494
Пределом меры крутости <в отрицательную сторону является — 2, в положительную же сторону предела не существует.
15 25 35 Ь5 55 65 75 85 90 Длина листьев, им
Рис. 22. Распределение длины листьев осины
Если отрицательная мера крутости значительна, то это означает, что в средине кривая распределения оказывается вдавленной, причем наблюдается переход в двухвершинную кривую. Подобная двух-верш'ин'ность кривой свидетельствует о неоднородности ряда распределения, т. е. о том, что этот ряд представляет распределение значений не одной случайной величины, а в данном случае двух. Мера крутости, равная —2, указывает на то, что двухвершинная кривая распределения распадается на две отдельные кривые распределения.
Пока мы имеем дело с одной случайной величиной, т. е. с однородной совокушюстью ее значений, геометрическим изображением этой совокупности почти всегда является одновершинная кривая распределения — симметрическая или асимметрическая. Практически можно считать, что однородность всегда сопровождается одновершин-ностью кривой распределения, но обратное заключение 'Неверно: одно-
Статистики распределения
ер шинная кривая распределения может изображать не однородную, а сложную совокупность.
Рассмотрим, например, следующий ряд распределения диаметра ели (лес не тронутый рубкой).: *
Диаметр, см ... 8 12 16 20 24 28 32 36 40 44 Сумма Число деревьев . . 56 189 186 169 148 120 78 30 18 6 -1000
Изображение этого ряда представляет одновершинную кривую (см. рис. 23). Однако неправильная форма этой кривой наводит на мысль, что здесь мы имеем не однородную, а сложную совокупность. Действительно, при составлении этого ряда были объединены значения диаметра ели I и II ярусов (I поколение в 160 лет, II поколение в 70 лет), а именно: .
Диаметр, см ... 8 12 16 20 24 28 32 36 40 44 Сумма Число { П— 9 66 129 144 129 78 30 18 б 600
деревьев .. \ II/56 180 120 40 4 — - — — — 400
36 40
44 Т)
СМ
40
Рис. 23. Распределение диаметра ели
Распределения диаметра деревьев для каждого из этих ярусов изображены на рис. 23 пунктиром.
Статистики распределения не остаются все время одними и теми же, а изменяются с изменением условий.
Рассмотрим, например, ряды распределения длины листьев крымского бука на разной высоте над уровнем моря (см. табл. 21). В зависимости от-изменения условий произрастания—от более благоприятных на нижней части буковой -полосы к менее благоприятным на верхней части буковой полосы—уменьшаются как средние значения, так и основные отклонения рядов распределения.
Рассмотрим также статистики приведенных выше (см. табл. 9) рядов распределения средней месячной температуры воздуха в Ленинграде за 100 лет, с 1816 по 1915 г. (табл. 22).
Данные табл. 22 свидетельствуют о том, что наинизшая температура воздуха в Ленинграде бывает в январе и феврале, наивысшая — в июле; температура воздуха в зимние месяцы подвержена значитель-
* П. В. Горский, 1965, стр. 15—16.