Математическая статистика
 
а б в г д е ж з и й к л м н о п р с т у ф х ц ч ш щ ъ ы ь э ю я
 

Математическая статистика

Математическая статистика, раздел математики, посвященный математическим методам систематизации, обработки и использования статистических данных для научных и практических выводов. При этом статистическими данными называются сведения о числе объектов в какой-либо более или менее обширной совокупности, обладающих теми или иными признаками (таковы, например, данные таблиц 1а и 2а).

загрузка...

Таблица 1а. — Распределение диаметра детали в мм, обнаруженное при статистическом исследовании массовой продукции (объяснение обозначений , S, s см.(смотри) в статье).

Диаметр

Основная выборка

1-я выборка

2-я выборка

3-я выборка

13,05—13,09

1

1

13,10—13,14

2

13,15—13,19

1

1

1

13,20—13,24

8

13,25—13,29

17

1

2

1

13,30—13,34

27

1

1

2

13,35—13,39

30

2

3

1

13,40—13,44

37

2

1

1

13,45—13,49

27

1

13,50—13,54

25

2

1

13,55—13,59

17

13,60—13,64

7

1

2

13,65—13,69

2

1

Всего

200

10

10

10

13,416

13,430

13,315

13,385

S2

2,3910

0,0990

0,1472

0,3602

s

0,110

0,105

0,128

0,200

 

Таблица 1б. — Распределение диаметра детали основной выборки (из таблицы 1а) при более крупных интервалах группировки

Диаметр

Число деталей

13,00—13,24

11

13,25—13,49

138

13,50—13,74

51

Всего

200

  Предмет и метод математической статистики. Статистическое описание совокупности объектов занимает промежуточное положение между индивидуальным описанием каждого из объектов совокупности, с одной стороны, и описанием совокупности по её общим свойствам, совсем не требующим её расчленения на отдельные объекты, — с другой. По сравнению с первым способом статистические данные всегда в большей или меньшей степени обезличены и имеют лишь ограниченную ценность в случаях, когда существенны именно индивидуальные данные (например, учитель, знакомясь с классом, получит лишь весьма предварительную ориентировку о положении дела из одной статистики числа выставленных его предшественником отличных, хороших, удовлетворительных и неудовлетворительных оценок). С другой стороны, по сравнению с данными о наблюдаемых извне суммарных свойствах совокупности статистические данные позволяют глубже проникнуть в существо дела. Например, данные гранулометрического анализа породы (то есть данные о распределении образующих породу частиц по размерам) дают ценную дополнительную информацию по сравнению с испытанием нерасчленённых образцов породы, позволяя в некоторой мере объяснить свойства породы, условия её образования и прочее.

  Метод исследования, опирающийся на рассмотрение статистических данных о тех или иных совокупностях объектов, называется статистическим. Статистический метод применяется в самых различных областях знания. Однако черты статистического метода в применении к объектам различной природы столь своеобразны, что было бы бессмысленно объединять, например, социально-экономическую статистику, физическую статистику (см. Статистическая физика), звёздную статистику и тому подобное в одну науку.

  Общие черты статистического метода в различных областях знания сводятся к подсчёту числа объектов, входящих в те или иные группы, рассмотрению распределения количеств, признаков, применению выборочного метода (в случаях, когда детальное исследование всех объектов обширной совокупности затруднительно), использованию теории вероятностей при оценке достаточности числа наблюдений для тех или иных выводов и т. п. Эта формальная математическая сторона статистических методов исследования, безразличная к специфической природе изучаемых объектов, и составляет предмет М. с.

  Связь математической статистики с теорией вероятностей. Связь М. с. с теорией вероятностей имеет в разных случаях различный характер. Вероятностей теория изучает не любые явления, а явления случайные и именно «вероятностно случайные», то есть такие, для которых имеет смысл говорить о соответствующих им распределениях вероятностей. Тем не менее, теория вероятностей играет определённую роль и при статистическом изучении массовых явлений любой природы, которые могут не относиться к категории вероятностно случайных. Это осуществляется через основанные на теории вероятностей теорию выборочного метода и теорию ошибок измерений (см. Ошибок теория). В этих случаях вероятностным закономерностям подчинены не сами изучаемые явления, а приёмы их исследования.

  Более важную роль играет теория вероятностей при статистическом исследовании вероятностных явлений. Здесь в полной мере находят применение такие основанные на теории вероятностей разделы М. с., как теория статистической проверки вероятностных гипотез, теория статистической оценки распределений вероятностей и входящих в них параметров и так далее. Область же применения этих более глубоких статистических методов значительно уже, так как здесь требуется, чтобы сами изучаемые явления были подчинены достаточно определённым вероятностным закономерностям. Например, статистическое изучение режима турбулентных водных потоков или флюктуаций в радиоприёмных устройствах производится на основе теории стационарных случайных процессов. Однако применение той же теории к анализу экономических временных рядов может привести к грубым ошибкам ввиду того, что входящее в определение стационарного процесса допущение наличия сохраняющихся в течение длительного времени неизменных распределений вероятностей в этом случае, как правило, совершенно неприемлемо.

  Вероятностные закономерности получают статистическое выражение (вероятности осуществляются приближённо в виде частот, а математические ожидания — в виде средних) в силу больших чисел закона.

  Простейшие приёмы статистического описания. Изучаемая совокупность из n объектов может по какому-либо качественному признаку А разбиваться на классы A1, A2, ..., Ar. Соответствующее этому разбиению статистическое распределение задаётся при помощи указания численностей (частот) n1, n2, ..., nr, (где ) отдельных классов. Вместо численностей ni часто указывают соответствующие относительные частоты (частости) hi = ni / n (удовлетворяющие, очевидно, соотношению). Если изучению подлежит некоторый количественный признак, то его распределение в совокупности из n объектов можно задать, перечислив непосредственно наблюдённые значения признака: х1, x2, ..., xn, например, в порядке их возрастания. Однако при больших n такой способ громоздок и в то же время не выявляет отчётливо существенных свойств распределения (подробнее о способах изображения и простейших характеристиках распределения одного количественного признака см.(смотри) Распределения). При сколько-либо больших n на практике обычно совсем не составляют полных таблиц наблюдённых значений xi, а исходят во всей дальнейшей работе из таблиц, содержащих лишь численности классов, получающихся при группировке наблюдённых значений по надлежаще выбранным интервалам.

  Например, в первом столбце таблицы 1а даны результаты измерения 200 диаметров деталей, группированные по интервалам длиной 0,05 мм. Основная выборка соответствует нормальному ходу технологического процесса, 1-я, 2-я и 3-я выборки сделаны через некоторые промежутки времени для проверки устойчивости этого нормального хода производства. В таблице 1б результаты измерения деталей основной выборки даны при группировке по интервалам длиной 0,25 мм.

  Обычно группировка по 10—20 интервалам, в каждый из которых попадает не более 15—20 % значений xi, оказывается достаточной для довольно полного выявления всех существенных свойств распределения и надёжного вычисления по групповым численностям основных характеристик распределения (см. о них ниже). Составленная по таким группированным данным гистограмма наглядно изображает распределение. Гистограмма, составленная на основе группировки с маленькими интервалами, обычно многовершинная и не отражает наглядно существенных свойств распределения.

  В качестве примера на рис. 1 дана гистограмма распределения 200 диаметров, соответствующая данным первого столбца таблицы 1а, а на рис. 3 — гистограмма того же распределения (соответствующая таблица не приводится ввиду её громоздкости) при интервале 0,01 мм. С другой стороны, группировка по слишком крупным интервалам может привести к потере ясного представления о характере распределения и к грубым ошибкам при вычислении среднего и других характеристик распределения (см. таблицу 1б и соответствующую гистограмму на рис.(рисунок) 2).

  В пределах М. с. вопрос об интервалах группировки может быть рассмотрен только с формальной стороны: полноты математического описания распределения, точности вычисления средних по сгруппированным данным и так далее. О группировке, имеющей целью выделить качественно различные группы в изучаемой совокупности, см.(смотри) Статистические группировки.

  При изучении совместного распределения двух признаков пользуются таблицами с двумя входами. Примером совместного распределения двух качеств, признаков может служить таблица 2а. В общем случае, когда по признаку А материал разбит на классы A1, A2, ..., Ar, а по признаку В — на классы B1, B2, ..., Bs, таблица состоит из численностей nij объектов, принадлежащих одновременно классам Ai и Bj). Суммируя их по формулам

  , ,

получают численности самих классов Ai и Bj; очевидно, что

  ,

где n — численность всей изучаемой совокупности. В зависимости от целей дальнейшего исследования вычисляют те или иные из относительных частот

  hij = nij / n, hi. = ni. / n, h.j = n..j / n, hi(j) = nij / n.j, h(i)j = nij / ni..

  Например, при изучении влияния вдыхания сыворотки на заболевание гриппом по таблице 2а естественно вычислить относительные частоты, данные в таблице 2б.

Таблица 2а. — Распределение заболевших и не заболевших гриппом среди работников Центрального универмага в Москве, вдыхавших и не вдыхавших противогриппозную сыворотку (1939)

Не заболевшие

Заболевшие

Всего

Не вдыхавшие

1675

150

1825

Вдыхавшие

497

4

501

Всего

2172

154

2326

Таблица 2б. — Относительные частоты (соответствующие данным таблицы 2а)

Не заболевшие

Заболевшие

Всего

Не вдыхавшие

0,918

0,082

1,000

Вдыхавшие

0,992

0,008

1,000

  Пример таблицы для совместного распределения двух количеств, признаков см.(смотри) в статье Корреляция. Таблица 1а служит примером смешанного случая: материал группируется по одному качеств, признаку (принадлежность к основной выборке, произведённой для определения среднего уровня производственного процесса, и к трём выборкам, произведённым в различные моменты времени для проверки сохранения этого нормального среднего уровня) и по одному количеств, признаку (диаметр деталей).

  Простейшими сводными характеристиками распределения одного количественного признака являются среднее

  ,

и среднее квадратичное отклонение

  ,

где

 

При вычислении , S2 и D по группированным данным пользуются формулами

  ,

 

или

  ,

где r — число интервалов группировки, ak — их середины (в случае таблицы 1а — 13,07; 13,12; 13,17; 13,22 и т. д.). Если материал сгруппирован по слишком крупным интервалам, то такой подсчёт даёт слишком грубые результаты. Иногда в таких случаях полезно прибегать к специальным поправкам на группировку. Однако эти поправки имеет смысл вводить лишь при условии выполнения определённых вероятностных предположений.

  О совместных распределениях двух и большего числа признаков см.(смотри) Корреляция, Корреляционный анализ, Регрессия, Регрессионный анализ.

 

  Связь статистических распределений с вероятностными. Оценка параметров.

  Проверка вероятностных гипотез. Выше были изложены лишь некоторые избранные простейшие приёмы статистического описания, представляющего собой довольно обширную дисциплину с хорошо разработанной системой понятий и техникой вычислений. Приёмы статистического описания интересны, однако не сами по себе, а в качестве средства для получения из статистического материала выводов о закономерностях, которым подчиняются изучаемые явления, и о причинах, приводящих в каждом отд.(отдельный) случае к тем или иным наблюдённым статистическим распределениям.

  Например, данные, приведённые в таблице 2а, естественно связать с такой теоретической схемой. Заболевание гриппом каждого отдельного работника универмага следует считать случайным событием, так как общие условия работы и жизни обследованных работников универмага могут определять не сам факт заболевания такого-то и такого-то работника, а лишь некоторую вероятность заболевания. Вероятности заболевания для вдыхавших сыворотку (p1) и для не вдыхавших (p0), судя по статистическим данным, различны: эти данные дают основания предполагать, что p1 существенно меньше p0. Перед М. с. возникает задача: по наблюдённым частотам h1 = 4/501 » 0,008 и h0 = 150/1825 » 0,082 оценить вероятности p1 и p0 и проверить, достаточен ли статистический материал для того, чтобы считать установленным, что p1 < p0 (то есть что вдыхание сыворотки действительно уменьшает вероятность заболевания). Утвердительный ответ на поставленный вопрос в случае данных таблицы 2а достаточно убедителен и без тонких средств М. с. Но в более сомнительных случаях необходимо прибегать к разработанным М. с. специальным критериям.

  Данные первого столбца таблицы 1а собраны с целью установления точности изготовления деталей, расчётный диаметр которых равен 13,40 мм, при нормальном ходе производства. Простейшим допущением, которое может быть в этом случае обосновано некоторыми теоретическими соображениями, является предположение, что диаметры отдельных деталей можно рассматривать как случайные величины X, подчинённые нормальному распределению вероятностей

  P = .   (1)

Если это допущение верно, то параметры a и s2 — среднее и дисперсию вероятностного распределения — можно с достаточной точностью оценить по соответствующим характеристикам статистического распределения (так как число наблюдений n = 200 достаточно велико). В качестве оценки для теоретической дисперсии s2 предпочитают не статистическую дисперсию D2 = S2/ n, а несмещенную оценку

  s2 = S2/ (n - 1).

  Для теоретического среднего квадратичного отклонения не существует общего (пригодного при любом распределении вероятностей) выражения несмещенной оценки. В качестве оценки (вообще говоря, смещенной) для s чаще всего употребляют s. Точность оценок  и s для a и s указывается соответствующими дисперсиями, которые в случае нормального распределения (1) имеют вид

  s2a = s2/ n ~ s2/ n,

   ~ 2s4/ n,

   ~ s2/ 2n,

где знак ~ обозначает приближённое равенство при больших n. Таким образом, уславливаясь прибавлять к оценкам со знаком ± их среднее квадратичное отклонение, имеем при больших n в предположении нормального распределения (1):

  ,   .   (2)

Для данных первого столбца таблицы 1а формулы (2) дают

  a = 13,416 ± 0,008,

  s = 0,110 ± 0,006.

Объём выборки n = 200 достаточен для законности пользования этими формулами теории больших выборок.

  Дальнейшие сведения об оценке параметров теоретических распределений вероятностей см.(смотри) в статьях Статистические оценки, Доверительные границы. О способах, при помощи которых по данным первого столбца таблицы 1а можно было бы проверить исходные гипотезы нормальности распределения и независимости наблюдений, см.(смотри) в статьях Распределения, Непараметрические методы, Статистическая проверка гипотез.

  При рассмотрении данных следующих столбцов таблицы 1а, каждый из которых составлен на основе 10 измерений, употребление формул теории больших выборок, установленных лишь в качестве предельных формул при n ® ¥, может служить только для первой ориентировки. В качестве приближённых оценок параметров a и s по-прежнему употребляются величины  и s, но для оценки точности и надёжности таких оценок необходимо применять теорию малых выборок. При сравнении по правилам М. с. выписанных в последних строках таблицы 1а значений  и s для трёх выборок с нормальными значениями a и s, оцененными по первому столбцу таблицы, можно сделать следующие выводы: первая выборка не даёт оснований предполагать существенного изменения хода производственного процесса, вторая выборка даёт основание к заключению об уменьшении среднего диаметра а, третья выборка — к заключению об увеличении дисперсии.

  Все основанные на теории вероятностей правила статистической оценки параметров и проверки гипотез действуют лишь с определённым значимости уровнем w < 1, то есть могут приводить к ошибочным результатам с вероятностью a = 1 — w. Например, если в предположении нормального распределения и известной теоретической дисперсии s2 производить оценку a по  по правилу

  ,

то вероятность ошибки будет равна a, связанному с k соотношением (см. таблицу 3);

  .

  Вопрос о рациональном выборе уровня значимости в данных конкретных условиях (например, при разработке правил статистического контроля массовой продукции) является весьма существенным. При этом