Інтервальний варіаційний ряд частот

інтервали,	[ )	[ )	…	[ ]
частоти, fi	f1	f2	…	fm

Аналогічно визначається і будується інтервальний варіаційний ряд часток (або і. в. р. w) (таблиця 1.4)

Таблиця 1.4

Інтервальний варіаційний ряд часток

інтервали,	[ )	[ )	…	[ ]
частки, wi	w1	w2	…	wm

Групувати статистичну сукупність у і. в. р. зручно, коли число різних значень варіант z_i або у_і порівняно велике, що характерно для неперервної ознаки. Тому в статистиці прийнято зазвичай для неперервної ознаки будувати і. в. р.

Графічне зображення варіаційних рядів

Графічно можуть зображуватись д. в. р. та і. в. р. ; з. в. р. не має графічного зображення.

Графічне зображення д. в. р. f називається полігоном частот і являє собою сукупність точок з координатами (х₁; 0), (х₁; f₁), (х₂, f₂), …, (х_т; f_m), (х_т;0), побудованих у прямокутній системі координат xof і послідовно сполучених відрізками прямих (рис. 1.1).

Рис. 1.1. Полігон частот для д. в. р. f.

Аналогічно визначається і будується полігон часток, який є графічним зображенням д. в. р. w.

Якщо д. в. р. w будується для дискретної ознаки, то полігон часток можна розглядати як статистичний аналог багатокутника розподілу генеральної сукупності, з якої вибрана статистична сукупність, що згрупована в даний д. в. р. w.

Графічне зображення і. в. р. f називається гістограмою частот і являє собою фігуру, що складається з прямокутників, кожний з яких будується у прямокутній системі координат xof для відповідної пари “інтервал‑частота” і. в. р. f. При цьому основа кожного і-го прямокутника будується на осі абсцис і є і-м інтервалом і. в. р. f, а висота дорівнює частоті f_i (рис. 1.2).

Рис. 1.2. Гістограма та полігон частот для і. в. р. f.

Аналогічно визначається і будується гістограма часток, яка є графічним зображенням і. в. р. w.

Графічним зображенням і. в. р. f може бути також полігон частот, який являє собою сукупність точок з координатами , , …, , , побудованих у прямокутній системі координат xof і послідовно сполучених відрізками прямих (ламана лінія на рис. 1.2). При цьому – середина і-го інтервалу.

Аналогічно визначається і будується полігон часток для і. в. р. w, який може бути графічним зображенням останнього.

Якщо і. в. р. w будується для неперервної ознаки, то його гістограму і полігон часток можна розглядати як статистичний аналог кривої розподілу генеральної сукупності, з якої вибрана статистична сукупність, згрупована в даний і. в. р. w.

Числові характеристики варіаційних рядів

Характеристики центру варіаційного ряду

Характеристиками центру варіаційного ряду є середня, мода і медіана. Їх означення і спосіб знаходження залежать від типу варіаційного ряду: з. в. р. , д. в. р. чи і. в. р.

Середня варіаційного ряду

Середньою з. в. р. у₁, у₂, …, у_п називається число

. (1.1)

Середньою д. в. р.називається число

. (1.2)

Середньою і. в. р.називається число

. (1.3)

Усі позначення збігаються із уведеними в п.п. 1, 2.

Середня будь-якого варіаційного ряду характеризує середнє значення відповідної ознаки і може розглядатись як точкова оцінка генеральної середньої, тобто середньої генеральної сукупності, з якої вибрана дана статистична сукупність.

Мода варіаційного ряду.

Варіаційний ряд може не мати моди, мати одну моду (унімодальний в. р.) або декілька мод (мультимодальний в. р.). Зокрема, якщо моди дві, то в. р. – бімодальний. Мода, якщо вона існує, завжди є одним із можливих значень відповідної ознаки.

Модою з. в. р.у₁, у₂, …, у_п називається варіанта, яка найчастіше зустрічається в даному в.р.: Мо=у_е, якщо варіанта у_е найчастіше зустрічається в даному в.р.

З означення моди з. в. р. витікає, що остання знаходиться візуально без будь-яких обчислень.

Якщо всі варіанти даного з. в. р. зустрічаються однаково часто, то прийнято вважати, що останній не має моди.

Модою д. в. р.називається варіанта, частота або частка якої є найбільшою: Мо=х_е, якщо f_e ≥ f_i або w_e ≥w_i (i= ).

З означення моди д. в. р. витікає, що остання знаходиться візуально з таблиці або полігону даного д. в. р.

Якщо всі частоти або частки д. в. р. однакові, то прийнято вважати, що останній не має моди.

Моду з. в. р. або д. в. р. можна вважати статистичним аналогом і точковою оцінкоюмоди генеральної сукупності, з якої вибрана статистична сукупність, для якої побудовано з. в. р. або д. в. р.

Модою і. в. р.називається статистичний аналог і точкова оцінка моди генеральної сукупності, з якої вибрана статистична сукупність, що згрупована в даний і. в. р. При цьому, якщо відповідна ознака є дискретною, то значення моди, обчислене за нижченаведеними формулами, округлюється до найближчого цілого числа.

Для обчислення моди і. в. р. спочатку знаходимо модальний інтервал (інтервали), яким є інтервал з найбільшою частотою або часткою.

Якщо і. в. р. має один модальний інтервал або декілька ізольованих (тобто, несусідніх) модальних інтервалів, то для кожного з них мода знаходиться за формулою:

, (1.4)

де х_Мо – нижня межа модального інтервалу, f_Mo (w_Mo) – частота (частка) модального інтервалу, f_Mo-1 (w_Mo-1) – частота (частка) інтервалу перед модальним, f_Mo+1 (w_Mo+1) – частота (частка) інтервалу після модального, k=1.

Якщо і. в. р. має групу сусідніх модальних інтервалів, то для кожної з них знаходиться одна мода за формулою (1.4), де х_Мо – нижня межа крайнього лівого з модальних інтервалів даної групи, k – кількість модальних інтервалів даної групи, f_Mo-1 (w_Mo-1) – частота (частка) інтервалу перед даною групою модальних інтервалів, f_Mo+1 (w_Mo+1) – частота (частка) інтервалу після даної групи модальних інтервалів.

Якщо модальним виявиться перший або останній інтервал (байдуже, ізольований чи сусідній), то у формулі (1.4) відповідно f_Mo-1=w_Mo-1= 0 або f_Mo+1=w_Mo+1 = 0.

Очевидно, що кількість мод і. в. р. дорівнює сумі кількості ізольованих модальних інтервалів і кількості груп сусідніх модальних інтервалів.

Якщо частоти або частки всіх інтервалів даного і. в. р. однакові, то прийнято вважати, що останній не має моди.

У статистиці прийнято вважати, що мультимодальність варіаційного ряду розподілу, як правило, свідчить про кількісну неоднорідність статистичної сукупності, що вивчається.

Медіана варіаційного ряду

Варіаційний ряд завжди має єдину медіану, значення якої може бути або не бути одним з можливих значень відповідної ознаки.

Медіаною з. в. р. у₁, у₂, …, у_п називається число Ме, яке ділить останній на дві рівні за обсягом частини.

З означення медіани з. в. р. витікає:

– якщо п=2k+1 – непарне число ( ), то Ме=у_k+1;

– якщо п=2k – парне число, то Ме=(у_k+у_k+1)/2.

При цьому очевидно, що якщо з. в. р. побудований для дискретної ознаки, то для парного числа п медіана не є однією з варіант даного з.в.р. В інших випадках медіана є однією з варіант даного з.в.р.

Медіана з. в. р. має важливу властивість: сума модулів відхилень варіант від медіани менша, ніж від будь-якого іншого числа:

.

Медіаною д. в. р.називається медіана відповідного з. в. р.

Для знаходження медіани д. в. р. спочатку необхідно для кожної його варіанти х_k обчислити її накопичену (або кумулятивну) частоту S_k (частку T_k):

. (1.5)

При цьому можливі такі два випадки:

1. Для жодної з варіант S_k≠п/2 (T_k ≠1/2). Тоді медіаною д. в. р. буде перша з варіант х_k, для яких S_k >п/2 (T_k >1/2).

2. Для деякої k-ї варіанти S_k=п/2 (T_k=1/2). Очевидно, що це можливо тільки у випадку, коли n=2l – парне число (lєN). Тоді Ме = (х_k+x_k+1)/2.

Медіаною і. в. р.називається таке число Ме, для якого вертикальна пряма, що проходить через точку х=Ме, ділить гістограму частот або часток даного і. в. р. на дві рівновеликі частини.

Для знаходження медіани і. в. р. спочатку необхідно для кожного k-го його інтервалу обчислити накопичену (або кумулятивну) частоту S_k (частку T_k) за формулою (1.5). Після цього знаходять медіанний інтервал, яким буде перший з інтервалів, для яких S_k>п/2 (T_k>1/2). Тоді медіана і. в. р. обчислюється за формулою:

, (1.6)

де х_Ме – нижня межа медіанного інтервалу, f_Me (w_Me) – частота (частка) медіанного інтервалу, S_Me-1 (T_Me-1) – накопичена частота (частка) інтервалу перед медіанним.

Медіану з. в. р., д. в. р. , або і. в. р. можна вважати статистичним аналогом і точковою оцінкою медіани генеральної сукупності, з якої вибрана статистична сукупність, для якої побудовано відповідно з. в. р., д. в. р. або і. в. р.