Гриффитс Дж. Научные методы исследования осадочных пород

Подождите немного. Документ загружается.

ГЛАВА 6

где d

—

диаметр частицы в миллиметрах. Тогда

Iogci= — φ log2,

—

0,30103ф.

(5.2)

В большинстве случаев диаметр частиц пород обычно менее 1 мм, поэтому,

пользуясь знаком минуса, доли миллиметра можно выразить как положи-

тельные целые числа ф-шкалы:

Соотношения между делениями ф-шкалы, миллиметрами и диаметрами

ячеек стандартных сит можно видеть в табл. 5.2 и 5.3, а более подробные

таблицы можно найти в книге Гриффитса и Мак-Интайра [168].

Ниже мы будем широко пользоваться ф-шкалой, поэтому необходимо,

чтобы читатель привык к ней. В общем сравнение распределений, выражен-

ных графически и статистически, будет выполняться по ф-шкале. Более

тщательное знакомство с этой шкалой даст возможность анализировать мате-

риал и обдумывать его, пользуясь этой шкалой, что в свою очередь облегчит

математические манипуляции и геологическую интерпретацию результатов.

5.2. ГРАФИЧЕСКОЕ ИЗОБРАЖЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЯ

Табличная форма представления распределений неудобна для визуаль-

ного обозрения и сравнений. Следовательно, следующий шаг состоит в пере-

ходе к графической форме. Такие графики, построенные в обычной двух-

мерной системе координат, основаны на таблице частот (табл. 5.1). Зна-

чения независимой переменной X (в данном случае — это размер зерен)

наносят на ось абсцисс, а зависимой переменной Y (частота) — на ось орди-

нат. В большинстве случаев за нуль принимают пересечение осей, откуда

значения будут возрастать. Если размеры измеряют в миллиметрах, поря-

док меняется на обратный: значения в миллиметрах увеличиваются налево

от начала координат. Значения ф-шкалы увеличиваются с удалением от

начала координат; следует помнить, что благодаря знаку «минус» в уравне-

нии преобразования (5.2) увеличение абсолютных значений отвечает здесь

уменьшению размеров зерен.

Для графического изображения распределения размеров предлагались

и предлагаются [99] различные способы. Наиболее простой и наглядной

формой, отвечающей большинству требований, является гистограмма. Интер-

валы классов откладывают по оси абсцисс, а частоту для каждого класса

представляют в виде колонки, высоту которой откладывают по оси ординат.

Принято, что площади колонок пропорциональны частоте встречаемости

каждого класса. При составлении этих графиков необходимо придержи-

ваться определенных стандартов, так как из-за различного масштаба шкал

изменяется и вид графиков, что затрудняет сравнение их друг с другом.

Автор рекомендует стандартные альбомы (Codex № 318А), в которых оси

абсцисс и ординат разделены из расчета 20 делений на 1 дюйм. Данные,

полученные путем осаждения в пипетке или просеивания и выраженные

в весовых процентах (которые грубее данных подсчета отдельных зерен),

изображаются на оси ординат как 1 дюйм = 20%. По оси абсцисс единица

ф-шкалы приравнивается к 1 дюйму, так что всего на оси будет умещаться

10 ф-единиц. В качестве примера распределение, показанное на табл. 5.1,

изображено в виде гистограммы на фиг. 5.1, а.

При изучении осадочных пород изредка применяют частотные поли-

гоны, которые получают путем соединения середины колонок гистограммы.

log 0,25 = 1,39794= -0,30103ф,

, _ —(1,39794) _ —(—0,60206) _

0,30103 0,30103

ПРЕДСТАВЛЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЙ

Частота изображается здесь ординатами, соответствующими срединным

точкам классов. Ничего нового сравнительно с гистограммой этот способ

не дает.

Если меняется величина класса, изменяется и вид гистограммы, а так

как величина классов не стандартна, разные авторы, занимаясь изучением

распределения размеров зерен, используют и разные по величине классы.

В силу этого визуально сравнивать гистограммы трудно; однако это затруд-

нение можно преодолеть, если мы построим кумулятивные гистограммы,

в которых частоты предшествующих классов включим в состав последую-

щих (последняя колонка табл. 5.1). Такой метод графического изображе-

ния не зависит от величины класса. На практике теперь наиболее часто при-

меняют кумулятивные полигоны частоты, которые получаются в виде плав-

ных кривых, построенных на

основании кумулятивных ги-

стограмм. Для примера данные

табл. 5.1 изображены в виде

гистограммы и кумулятивной

кривой на фиг. 5.1 а и Ъ соот-

ветственно.

Интерпретация и сравне-

ние данных, графически выра-

женные кумулятивным спосо-

бом, относительно просты. Так,

если одна кривая, повторившая

форму другой, смещена относи-

тельно нее вдоль оси абсцисс,

смещение означает изменение

в средних размерах зерен (на

фиг. 5.2, А) (кривая 3 представ-

ляет более тонкозернистую породу, чем на фиг. 5.3, А — кривая 2).

Аналогично изменение крутизны кумулятивной кривой выражает измене-

ние отсортированности зерен, или степени их однородности по величине

(фиг. 5.2, Б и 5.3, 5; кривая 3 на фиг. 5.2, Б представляет более слабо сор-

тированную или менее однородную породу, чем кривые 1 и 2 на этой же

фигуре).

Несмотря на эту видимую простоту интерпретации, пытаются вернуться

к обычным кривым частоты, оперируя при этом такими частотами, которые

не зависят от величины класса на оси абсцисс. Такие попытки основаны

на взаимоотношениях между кривыми частоты и кумулятивными кривыми:

вторую можно считать интегралом первой. Отсюда, чтобы получить кривую

частоты из кумулятивной кривой, нужно найти дифференцированием ее

производную. Крамбейн описывает графический способ тангенсов, с помо-

щью которого можно получить эту производную кривую. Она называется

обращенной частотной кривой [240]. Бразерхуд и Гриффите [42] предло-

жили математический способ расчета этой же кривой.

Обращенная кривая распределения принципиально отличается от дру-

гих графиков. На оси абсцисс по-прежнему откладываются размеры, а зна-

чения, откладываемые по оси ординат, являются мерой изменения наклона

кумулятивной кривой, а не частотой [42]. Для очень крутых кумулятивных

кривых, т. е. для очень хорошо сортированных осадков, на оси ординат зна-

чения часто превышают 100%. Главное достоинство обращенной кривой

в том, что здесь четко выделяется наиболее распространенный диаметр

частиц. Он соответствует самой высокой точке кривой. Этот обычный диа-

метр соответствует часто наблюдаемой скорости течения. Но более четко

определить смысл этого диаметра трудно, так как для этого необходимо

иметь кривую, расположенную симметрично относительно этого диаметра.

1 2 3 4 5 6 7

<Р

ГОOO 500 250 125 62β 31 £ 15,6 7J8 ЗД

1,95

0,98

Χ,ΜΚ

Фиг. 5.1. Частотная гистограмма (а) и куму-

лятивная кривая (6) для данных табл 5.1.

- Moda=I

- CpedHee=-T

а =0,08

Sk=O=Vp,

Κ=3 = β

Иода=3,0/

Среднее=3,05

I σ =0,80

Мода

=3,01

Среднее=5,05

f 0-=0,80

3-ΰ„

ф-единица.

А Среднее

Э-

Sk=

Cpednei

-3 Медиана

= 3

Мода

= 3

Sk=-0,23=Vp,

/234

φ-единица

В Асимметрия

-2 -7 0 ί 2 3 4 ' 5

аЗС (гЗВ <г2С а2Ас10 с1Аа2А <х2С сгЗВ аЗС

<хЗ A σΙΒ <?1В егЗА

о2В σ/Β , . or/С σ2Β

ф-еииница

Б Стандартное отклонение

2 3 4

σΐ σ1

ф-единица

Г Эксцесс

Фиг. 5.2. Частотные и кумулятивные кривые.

ПРЕДСТАВЛЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЙ

Но при изучении распределения зерен этой симметрии можно достигнуть,

лишь пользуясь логарифмической шкалой. Ввиду сложности вычислитель-

ных процедур, которые необходимы для построения обращенной кривой,

мы не рекомендуем этот метод для широкого использования. Так как эти

кривые трудно интерпретировать относительно условий образования осад-

ков, применение их весьма ограничено.

Используя графические способы изображения распределений, мы

всегда стремимся получить некоторую довольно простую и столь хорошо

известную нормальную кривую, предпочтительно унимодальную. В боль-

шинстве случаев отмечается, что в осадочных образованиях распределение

размеров частиц приближается к идеальному распределению, которое можно

выразить графически, если эти размеры мы представим в логарифмическом

Изменение положения X

-2 φ О φ 2ф 4ф вф 8 φ

Изменение значений

<г

= Xz = *з

1 2 3

-20 0 φ 20 4 φ 6ф

Изменение асимметрии VpT,

Изменения эксцесса JJ

/Отрицательная

/ асимметрия

-J I I I I

I I 1

-1ф 1ф Зф 5ф 7 φ

Кривая _ 2_ _ Л

Хз

Ci _

σ, - σ

- σ

0=0=0

3-=3= 3+

Отрща-

Нормаль- Положи-

тельный ный тельный

эксцесс эксцесс эксцесс

J I I I—

О φ 20 40 60

Фиг. 5.3. Кумулятивные кривые распределений на нормальной вероятностной бумаге.

ГЛАВА 6

масштабе. Был предложен графический способ для проверки предположе-

ния о нормальности распределения размеров частиц осадка. При этом шкала

абсцисс может быть логарифмической или, что удобнее, арифметической

с пересчетом на ф-единицы. Частота наносится на ось ординат. Для этих

двух шкал существуют особые бланки, называемые вероятностной бумагой

(фирма Кодекс, соответственно кодекс № 3127 и 3128). На бланках в обоих

случаях в условиях нормального распределения график будет иметь вид

прямой линии. Практически выборочные точки обычно не дают идеальной

прямой; вопрос о том, насколько обосновано то или иное сглаживание графи-

ка, относится уже к интуиции аналитика. В качестве примера кривые

фиг. 5.2 изображены на фиг. 5.3 с нанесением на арифметическую шкалу

вероятностной бумаги.

Несколько более строгий подход к вопросу был описан Отто [318],

который пытался получить оценки статистических параметров с помощью

графика на нормальной вероятностной бумаге исключительно графическими

приемами. Дуглас [99] также использовал нормальную вероятностную

бумагу с целью показать еще один подход к интерпретации данных о распре-

делении размеров.

Из приведенного обзора можно заключить, что есть очень много спосо-

бов изображения распределения размеров зерен и трудно рекомендовать

тот или иной как наиболее приемлемый. Действительно, каждый метод

приносит какую-то новую информацию, указывая тем самым на то, что сле-

дует использовать все способы интерпретации распределений размеров

частиц осадка, несущих итоговую информацию. Возникающие трудности

иногда связаны с тем, что кривые распределения размеров осадка не всегда

можно рассматривать как простые унимодальные распределения. Например,

при пользовании методами пипетки или просеивания кумулятивная кривая

остается открытой с обоих концов. Для большинства пород кумулятивная

кривая достигает значения ординаты 90%, в точке абсциссы 10 φ или менее;

это означает, что анализируемый образец содержит заметное количество

частиц с диаметром, эквивалентным менее 1 мк. Пытались «закрыть» конец

кривой, отвечающий тонким частицам, например, путем использования

арифметической миллиметровой шкалы на этом участке оси абсцисс. Таким

способом Дуглас [99] свел незаконченный конец кривой к очень малому

значению. Гриффите [153] предложил придавать конечное значение абсциссе

этого конца, ориентируясь на характер глинистых частиц анализируемой

породы. К сожалению, ни одно из предложений не было одобрено и проблема

незаконченности кривой остается пока нерешенной. Таким образом, интер-

претация характера распределения, выраженного или кумулятивной кри-

вой, или однозначной кривой распределения, или кривой вероятностей, пока

еще остается в категории качества и довольно субъективной. Такая ситуа-

ция сохранится до тех пор, пока не будут приняты определенные измене-

ния в аналитической технике, что и позволит перейти к простым кривым

[176].

5.3. СТАТИСТИЧЕСКОЕ ПРЕДСТАВЛЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЙ

Не раз пытались наметить строгий и объективный подход к сравнению

и интерпретации распределений результатов измерений размеров частиц

осадка с помощью статистических методов. Основная функция статистики на

данном этапе экспериментальных работ состоит в возможности получить

обобщенные характеристики распределений размеров частиц. Статистиче-

KSJ,

Если на оси абсцисс таких бланков используется обычный масштаб, они назы-

ваются нормальной вероятностной бумагой, если логарифмический — логнормальной.—

Прим. ред.

ПРЕДСТАВЛЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЙ

ские характеристики должны нести столько же информации, сколько графики

и таблицы, обобщенными параметрами которых они являются. Развитие

статистических способов в общем следовало за графическими, от которых оно

зависело.

Ван Орстранд [434] был одним из первых исследователей, предложивших

свести наблюдаемые распределения размеров к соответствующим теоретиче-

ским кривым распределения; он рекомендовал пользоваться для определения

статистических характеристик методом моментов. Позже Уэнтуэрт [448]

предложил принять моменты функции распределения в качестве статисти-

ческих характеристик для распределения размеров. Но оба эти подхода

очень громоздки, так как они основаны на использовании логарифмиче-

ской шкалы классов. Хатч и Чоут [188] применили статистический подход

к описанию распределения размеров зерен искусственных материалов и раз-

работали относительно простой способ перехода от весовых процентов

к числу случаев встречаемости. Форма кривых в их исследованиях прибли-

жалась к нормальной. Траск [431] применил квартили к анализу распреде-

ления размеров и предложил использовать медианные значения как средний

диаметр частиц, и он же ввел ставший широко известным коэффициент

сортированности Траска S

как меру однородности размеров зерен. Он

обосновал также необходимость пользоваться мерой асимметрии распреде-

лений (табл. 5.7). В этом случае в равной мере преодолеваются трудности

применения логарифмической шкалы размеров и пользования усеченными

(открытыми) на концах распределениями. Наконец, статистический подход

был расширен и унифицирован благодаря детальным работам Крамбейна

[242], а также Крамбейна и Петтиджона [248]. Применяя преобразование

в φ-единицы по Крамбейну [244], удалось упростить расчеты квартилей и раз-

работать способы измерения медиан, квартальных отклонений, коэффициен-

тов асимметрии и эксцесса. В дальнейшем, вновь используя ф-шкалу,

Крамбейн [242] смог применить метод моментов для случаев неусеченных

распределений. В течение этого первого периода применения статистиче-

ских методов и позднее многие исследователи пытались ввести специальные

статистические показатели, с помощью которых можно было бы избежать

некоторых препятствий, возникающих при подходе общепринятыми путями.

Вряд ли нужно говорить, что эти попытки не стали популярными [19,

150, 312].

Существует серия статистических показателей, которыми можно поль-

зоваться при анализе распределения размеров. Наиболее часто встречаемые

в литературе показатели сведены в табл. 5.7.

Незаконченность данных, приводящая к усеченному распределению,

вынуждает нас пользоваться квартальными статистиками, которыми харак-

теризуется только центральная часть распределений. Если требуется рас-

ширить участок применения статистик, чтобы можно было покрыть боль-

шую часть кривой, возникает необходимость использовать квантили [133,

150, 214]. Если же на графике вырисовывается очень неправильное распре-

деление размеров, любое статистическое обобщение не будет удовлетвори-

тельным. В таких случаях наилучшим способом остается графический.

Инман [214] изучал математическую основу квартальных и квантильных

статистик и отношение их к соответствующим оценкам моментов. Он пред-

ложил пользоваться пятью диаметрами зерен для характеристики распреде-

лений размеров, получаемой по методу пипетки и просеивания.

Очевидно, что новые манипуляции с используемыми сейчас статисти-

ческими характеристиками для получения более удовлетворительных обоб-

щений о распределении размеров будут Страдать недостатками в соответствии

с законом уменьшающегося выхода. Ориентируясь на чрезвычайно деталь-

ные и тщательные исследования Крамбейна и более новые работы Инмана

[214], Фолка и Уорда [133], Мак-Каммона [291, 292], Фридмана [137] и Мидл-

ГЛАВА 6

тона [296], можно заключить, что трудности в разработке адекватных ста-

тистических характеристик возникают вследствие сложной природы распре-

делений. Последняя в свою очередь является в основном функцией способа

анализа. Усеченность и асимметрия многих распределений возникают, на-

пример, главным образом из-за присутствия глинистых частиц, а «размер»

этих частиц определяется дисперсным способом и методом дезинтеграции

породы на отдельные ее компоненты. Мера «размера», получаемая по методу

пипетки или просеивания [Р = / (т, s, sh); гл. 3], в значительной мере обу-

словливает те трудности, которые возникают при графическом изображении

и статистическом обобщении. При таком подходе недостаточно учитываются

две важные особенности экспериментального анализа: 1) полученные опыт-

ным путем размеры нельзя считать истинными, это лишь эмпирическое при-

ближение, полученное при решении некоторых геологических задач; 2)

сложное распределение размеров обусловлено сложным составом анализи-

руемого материала; недостатки различных способов анализа связаны с тем,

что ни один из них не удовлетворителен при работе с поликомпонентными

системами.

Если же необходимо получить гомогенное распределение размеров, пер-

вым условием должна быть гомогенность анализируемого материала и при-

менение соответствующего способа исследований. Просеивание однокомпо-

нентных систем, например известняков, обеспечивает довольно близкое

приближение к нормальному распределению [188]. Та же цель достигается

при просеивании дезинтегрированных кварцитов [241, 365], но просеиванием

поликомпонентных материалов нельзя добиться нормального распределе-

ния. Таким образом, становятся понятными все преимущества метода анализа

свободных зерен (стр. 62).

Применяя соответствующие технические приемы анализа гомогенных

систем, мы достигаем гомогенного распределения. Например, в шлифах, в ко-

торых мы изучаем размеры зерен кварца, имеем в общем нормальное рас-

пределение. Однако невозможность измерить зерна диаметром меньше

31,2 мк (6 ф-единиц) приводит к неполному вскрытию характера распреде-

ления, а следовательно, и к асимметрии. Очевидно, что причина лежит здесь

не в анализируемом материале, а в технике исследований. Пытаясь устранить

такого рода недостатки, мы приходим к методу изучения свободных зерен

кварца. Получаемые по этому методу распределения являются гомогенными.

Их можно полно отразить на гистограммах и адекватно охарактеризовать

такими удобными статистическими характеристиками, как моменты. Эти

статистики обладают качествами, наиболее необходимыми при аналитических

исследованиях [127, 162], будучи состоятельными и несмещенными в том

смысле, что по мере увеличения числа измерений они приближаются к соот-

ветствующим оцениваемым параметрам генеральной совокупности. Рас-

сматриваемые статистики также наиболее эффективны в том смысле, что они

более точны для любого данного количества измерений, чем всякие другие

статистики. Далее, если полученное распределение приближается к нор-

мальному распределению, то эти статистики являются также достаточными,

т. е. для характеристики распределения никакие другие статистики не нужны.

Если бы требования достаточности, эффективности и состоятельности предъ-

являлись к большинству статистик, предложенных для характеристики рас-

пределения размеров, эти статистики были бы отвергнуты с самого начала.

Принимая какой-либо способ анализа, обеспечивающий получение гомо-

генного распределения, и характеризуя затем это распределение оценками

моментов, которые достаточны, эффективны и состоятельны, мы можем

использовать предоставляющуюся таким образом возможность для проверки

этих статистик относительно ошибок опробования. Так, по данным случайной

выборки из некоторой генеральной совокупности с нормальным распреде-

лением размеров зерен можно получить ненормальное распределение за счет

ПРЕДСТАВЛЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЙ

ошибок опробования. Поэтому перед физической интерпретацией статистик

необходимо убедиться, что амплитуда колебаний значений изучаемой вели-

чины значительно превышает ту, которая может быть обусловлена ошибками

опробования [162, 170, 300].

5.4. ВЫЧИСЛЕНИЕ ОЦЕНОК МОМЕНТОВ

Расчеты статистик по методу моментов математически строго обоснованы

[127, стр. 70 и ниже]. При вычислении этих статистических характеристик

имеются в виду три цели.

1. Результаты должны выражаться в небольшом наборе характерных ста-

тистик, которые адекватно определяют данное распределение. Эту цель мож-

но считать достигнутой, если выполняются требования состоятельности,

эффективности и достаточности.

2. Амплитуда колебания значений статистик должна быть такой, чтобы

можно было выявить ошибки опробования, для чего необходимо разработать

специальные критерии. С целью выполнения данного требования Фишер

[127, стр. 73 и ниже] модифицировал приемы для расчетов статистик по ме-

тоду моментов. Более детально необходимые приемы описаны ниже, после

описания характеристики нормального распределения и критериев значи-

мости (гл. 13).

3. Несмотря на то что предметом нашего изучения является распре-

реление размеров зерен, целесообразно выработать некоторую общую про-

цедуру, которую можно было бы применить к любым распределениям и кото-

рая была бы независимой от измеряемого свойства. Нижеследующей про-

цедурой достигаются все три цели.

Среднее в симметричном распределении, или средние значения рас-

пределения,— это положение центра тяжести площади под фигурой распре-

деления. Среднее — это первый момент. Каждому последующему моменту

можно приписать аналогичный физический смысл.

Выборочный момент порядка к можно выразить формулой [350]

=I Σ

i=i

Отсюда первый

момент Tn

равен

i=l

Практически удобно вычислять моменты относительно некоторого

произвольного числа, обычно точки середины класса, предположительно

содержащего среднее значение [176]. Обозначим эти моменты через п.

Затем необходимо преобразовать моменты η в моменты т относительно

среднего

(5.4)

= U

-U

; (5.5)

= п

— Sn

-J- 2 H

; (5.6)

= U

- An

+ 6 п

и\ — 3 п[. (5.7)

Нулевой момент τη

= (1 /N) ^ (X

— X)

— площадь, охватываемая кривой.

Вывод этих формул можно найти в большинстве руководств по статистике [198,

221, 350]. [Моменты τη называются центральными, а моменты п, если произвольно выбран-

ное число равно нулю,— начальными.— Прим. ред.]

ГЛАВА 6

Необходимо ввести еще одну поправку, так как основой для расчета

моментов обычно служат данные, сгруппированные по интервалам в таблице

распределения. Такой поправкой служит поправка с на интервал класса;

формулы приобретают вид

= X = X' + ^; (5.8)

= S

= с

(ηζ —raj); (5.9)

= с

(п

— 3n

2raJ);

(5.10)

= с

(га

— An

+ %п\п

— Зп\). (5.11)

Оценка среднего значения совпадает с первым начальным моментом,

и оценка дисперсии соответственно равна второму центральному моменту,

а третий и четвертый центральные моменты общепринято использовать как

меры асимметрии и эксцесса. Один из наиболее общепринятых приемов пре-

образования моментов в безразмерные величины состоит в делении на соот-

ветствующую степень второго момента, или дисперсии

KK = -Sf- = -=-. (5.13)'

При нормальном распределении Vfi

= 0 и Yfy

= 3 и, согласно вычисле-

ниям Крамбейна и Петтиджона [248, стр. 251], асимметрию Sk и эксцесс К

можно выразить в виде

Sk- Vfo —

3 . /г ,,

2 ~2аз ' (

)

= P

-S = ^

. (5.15)

Статистики Vb

и Ъ

можно использовать для проверки гипотезы нормаль-

ного распределения [122, стр. 151] или же для получения вывода стати-

стик g Фишера, применяемых для проверки этой же гипотезы [162, 300].

Статистики g можно также использовать как меру асимметрии g

и, эксцес-

са g

. Единственно, в чем ощущается явный недостаток, это в справочной

литературе, в которой значения выражались бы в статистиках g (табл. 5.5).

В табл. 5.4 на типичном примере демонстрируется полная процедура

вычисления выборочных моментов.

Прежде всего следует рассчитать значения, использовав некоторый

условный центр (см. суммы табл. 5.4). Последний столбец, обозначенный

f (d — I)

, включен для проверки вычислений (п. 2, табл. 5.4)

. Затем нахо-

дят выборочные моменты относительно произвольного среднего 7ΐ

1-4

(п. 3),

вносят поправки и вычисляют оценки центральных моментов т

(п. 4).

Последующие действия не требуют пояснений. Они заключаются в вычисле-

нии оценки среднего значения X, дисперсии σ

, стандартного отклоне-

ния σ, коэффициентов асимметрии Sk и эксцесса К.

Крамбейн обходится без этой коррекции, он использует в качестве интервала клас-

са одну ф-единицу [248, табл. 29, стр. 251], но для других интервалов эта поправка

необходима.

Выборочные оценки обозначаются как ими оцениваются параметры, соответ-

ствующие совокупности β;.

Эта проверка известна как «проверка Чарлиера» [464, стр. 156].

Таблица 5.4

Расчет статистик по моменту распределения

Интервал,

Ф-едини-

цы

d fd fdа

fd з

fd*

/ «г-1)4

1-2

1,5

—4

-4 16 —64

256 625

2-3 2,5

—3

—6

-54 162

512

3-4

3,5

6 -2 —12

-48

486

4-5

4,5 21

—1 -21 21 —21 21

336

5-6 5,5 40

0 40

6-7

6,5 25 1 25 25 25 25

7-8

7,5 4

8-9 8,5

3 3 9

27 81

1. Всего 100 —7 129 —103 705 2,019

2. Проверка Чарлиера на суммы

2 (<*-!)*= 2 ^

Σ'"

Σ f^-i^fd+ 2/;

2,019 = 705 + 412 + 774 + 28 +100.

3. Моменты относительно произвольного начала координат

74=2^=-0,07, U

= ^

fd2

=1,29,

Σ' Σ'

гез

=2^

=-1,оз, „=2^=7,05.

Σ/ Σ/

4. Моменты относительно среднего значения, исправленные за группировку данных

т, =X=X' J

= 5,5—0,07 = 5,43;

= "а = с2(

—п{)

= 1,29—0,0049 = 1,2851;

Ь = !/

^ = У 1^851 = 1,133;

= с

(ге

—Sn

+ 2п?) = — 1,03 + 3 X 1,29 χ 0,07—2 χ 0,000343 = — 0,7598;

VST = = = - м™.

= =-0,262;

TTi

с*

(714—4re

rej 6Ti^Ti

—3n|) =

= 7,05 —4x1,03 x 0,07 + 6 x 0,0049x1,29 —3 x 0,00002401 = 6,7994;

. m

6,7994 ...

ΪΓ

ΪΤ65Ϊ2

=4,117;

K = I

-3 = 4,117—3 = 1,117.

5. Основные статистики

= 5,43, σ

=1,133,

-^6^=-0,522, Ь

=4,117.

X—середина каждого класса, /—частота (по данным табл. 5.1),

—

среднее арифметическое, X—принятое среднее = 5,5,

с—интервал класса = 1Φ χ ~χ'

d .

6—429