Научная литература
booksshare.net -> Добавить материал -> Биология -> Андреев В.Л. -> "Классификационные построения в экологии и систематике" -> 37

Классификационные построения в экологии и систематике - Андреев В.Л.

Андреев В.Л. Классификационные построения в экологии и систематике — М.: Наука, 1980. — 142 c.
Скачать (прямая ссылка): klassifikacionniepostroeniyavekologii1980.pdf
Предыдущая << 1 .. 31 32 33 34 35 36 < 37 > 38 39 40 41 42 43 .. 58 >> Следующая

Описанный алгоритм использовался нами в задачах таксономии описаний яйцеклеток рыб (см. § 5.5). Ниже приводится один из вариантов позиционного дихотомического ключа для определения 10 видов пресноводных рыб по морфоструктуре ооцитов на фазе развития Ег.
*?1 ^2 -у*
1 1 1 * горбушка
1 1 0 * уклей
1 0 1 * корейская востробрюшка
1 0 0 1 конь пестрый
1 0 0 0 угай
0 1 1 • верхогляд
0 1 0 1 серебряный карась
0 1 0 0 краснопер
0 0 0 1 сазан
0 0 0 0 ханкайская востробрюшка
С помощью ЭВМ отобраны четыре признака:
— наименьший диаметр наружных
вакуолей равен
наименышш 8—12 мкм;
52 — диаметр вакуолей по окружности среза ооцита, проходя-
щего через внешний ряд вакуолей, 27—75 мкм;
53 — диаметр ооцитов 350—450 мкм;
St — максимальный диаметр наружных вакуолей более 28 мкм.
Часть II СТАТИСТИЧЕСКИЕ МЕТОДЫ РАСПОЗНАВАНИЯ
Глава 7
ДОСТОВЕРНОСТЬ РАЗЛИЧИЙ
II «РАССТОЯНИЕ» МЕЖДУ ВЫБОРКАМИ
Требование попарного непересечения классов ограничивает применимость детерминистского подхода, и когда это условие не отвечает существу дела, используются статистические методы. Достоинства их заключаются в том, что они допускают наличие ошибок п неполноту знаний о распознаваемых объектах.
Главная цель настоящей главы — попытаться показать на конкретных примерах использование статистического подхода в решении практических задач экологии и зоологической систематики. Как и ранее, мы не будем стремиться к обзору всех существующих в кибернетике и математике методов и направлений, но подробно рассмотрим те из них, которые, по нашему мнению, имеют наибольшую прикладную ценность для биогеографов, морфологов п систематиков.
7.1. Об ошибочном использовании одномерных критериев различия
Специалистам, изучающим биологические объекты, приходится иметь дело с выборками, поэтому после обработки экспериментального материала одной из самых частых процедур является проверка гипотезы о принадлежности выборок к одной и той же генеральной совокупности (ГС). Это и понятно: при статистической однородности выборок задачи классификации теряют практический смысл.
Для проверки гипотезы обычно используются одномерные параметрические критерии, из которых самым популярным в экологии можно назвать критерий Стьюдента. Как это ни удивительно, но ни легкость вычисления, ни популярность этого по-
казателя не спасли многих исследователей от ошибок в его использовании и интерпретации получаемых результатов.
Как пример можно привести рекомендации «Руководства по изучению рыб» [42]. в котором для различения средних арифметических значений двух выборок предлагается использовать «дифференцшо рядов»:
;.(1) _ д(2)
Diff = Ч------_ (7.1)
~ I зЯ - з=
где х® — оценки средних арифметических значений изучаемого
3№>
признака; = у=-' ¦ — оценка среднеквадратического
отклонения; N)( — объем выборки.
Легко заметить аналогию (7.1) с приближенным критерием Стьюдента
t =
f(i).
г (2) I
Y -
У Хх

х2
>М«)>
(7-
где ta (и) — критическое значение для доверительной вероятности а и числа степеней свободы и.
Разница между (7.1) и (7.2) состоит в том, что при использовании (7.1) вопросы об учете степеней свободы, а также о формулировке нуль-гипотезы полностью игнорируются. Допустим, например, что при и = 100 значение критерия Стьюдента равно 2,7. Тогда согласно (7.1) разность средних значений следует считать недостоверной, хотя в пользу такого решения приходится мепее одного случая из 1000. С другой стороны, еслп бы число степеней свободы было бы небольшим, скажем и — 5, и значение критерия —
3,1, то согласно (7.1) разность средних следует считать доказанной, хотя на самом деле она оказывается недостоверной даже при 95% доверительной вероятности.
Другая ошибка, как указано, заключается в игнорировании характера нуль-гипотезы, для проверки которой используется критерий (7.2). Как известно, нормальное распределение признака в ГС характеризуется параметрами х и а' (выборочными оценками которых являются х, а). Относительно х и а могут быть выдвинуты разные гипотезы, в частности Н0 : = х(2) безотноситель-
но к тому, имеет место равенство а(1) = ст<2) или нет. Для проверки именно этой гипотезы и применяется критерий (7.2). Его использование целесообразно в тех случаях, когда заранее известно, что обе выборки принадлежат к различным ГС и исследователя интересует вопрос: одинаковы или нет средние арифметические значения признака в обеих ГС?
Предыдущая << 1 .. 31 32 33 34 35 36 < 37 > 38 39 40 41 42 43 .. 58 >> Следующая

Реклама

c1c0fc952cf0704ad12d6af2ad3bf47e03017fed

Есть, чем поделиться? Отправьте
материал
нам
Авторские права © 2009 BooksShare.
Все права защищены.
Rambler's Top100

c1c0fc952cf0704ad12d6af2ad3bf47e03017fed