Элементарная биометрия. Книга служит элементарным пособием для практического применения вариационной статистики в биологических исследованиях

• Название: Книга служит элементарным пособием для практического применения вариационной статистики в биологических исследованиях
• Анкор: Элементарная биометрия.doc
• Дата: 04.01.2018
• Размер: 3.04 Mb.
• Имя файла: Элементарная биометрия.doc
• Тип: Книга; #13667
• страница: 6 из 32

Основные типы распределений признаков

Как уже отмечалось, биометрия изучает случайные события, поведение случайных величин. Начиная биологический экспери­мент или приступая к наблюдению, невозможно точно сказать, каков будет результат – уровень численности животных в дан­ном районе, вес еще не отловленных особей, количество сахара в крови через час после введения препарата и т. п. В этом смыс­ле биологические явления случайны, точно не предсказуемы. Од­нако любому биологу ясно, что случайность эта не абсолютна. Несмотря на сложность точного прогноза, приблизительный ре­зультат можно предугадать, в частности, предсказав, что интере­сующая нас величина будет находиться в пределах некоторого интервала между конкретными минимальными и максимальны­ми значениями. Ясно, например, что рост человека вряд ли пре­высит два или будет ниже полутора метров. Вариационная ста­тистика может дать и более точный прогноз, ориентируясь на известные законы поведения случайных величин, относящихся к разным типам распределений. При этом под распределением признаков (случайных величин, объектов) понимается соотно­шение между их значениями и частотой встречаемости.

Среди многих известных типов распределений мы рассмотрим лишь пять (нормальное, биномиальное, Пуассона, альтернативное, полиномиальное, равномерное). Для описания природных явлений иногда реалистичные основания имеет распределение гипергеометрическое (безвозвратное изъятие). Распределение негативное биномиальное подходит для случая, когда вероятности элементарных событий (p и q) не постоянны.
Распределения Максвелла и Рэлея имеют умеренную правостороннюю асимметрию и описывают поведение непрерывных положительных случайных величин. Распределения Парето и показательное пригодны для описания резко правосторонне асимметричных вариационных рядов с перепадом частот. Распределение логнормальное, или логарифмически нормальное, характеризуется тем, что логарифмы исходных значений выборки образуют правильное нормальное распределение; эта модель подходит для описания признаков, имеющих распределения с умеренной правосторонней асимметрией, это в первую очередь концентрации веществ в различных средах, т. е. гидрохимические, физиологические и биохимические показатели.

Зная тип распределения, можно воспользоваться разработанными специаль­но для него приемами математической обработки и получить наиболее полную информацию о явлении, точнее оценить различия между параметрами разных выборок.
Нормальное распределение

Наиболее характерный тип распределения непрерывных случайных величин, из него можно вывести (к нему сводятся) все остальные. Распределение симметрично, причем крайние значения (наибольшие и наименьшие) появляются редко, но чем ближе значения приз­нака к центру (к средней арифметической), тем оно чаще встречается (рис. 4).


Рис. 4. Нормальное распределение с параметрами п = 63, M = 9.3, S = 0.79. По оси абсцисс – вес тела землероек-бурозубок, по оси ординат – табличные значения для нормального распределения. Рассчитать ординаты нормальной кривой для конкретного значения x_i можно по формуле:
Среднее квадратичное отклонение примерно 4 раза укладывается в размахе изменчивости признака и по величине значительно уступает средней. Геометрически стандартное отклонение равно расстоянию от центра кривой распределения до точки перегиба кривой. Примеры расчета параметров (M, S) нормального распределения приведены выше.
Биномиальное распределение

Во многом близко к нормальному. Отличие состоит лишь в том, что оно характеризует поведение дискретных признаков, выраженных целыми числами. Как правило, для описания биологических признаков подходит симметричное биномиальное распределение, у которого дисперсия много меньше средней. Распределение организуется в процессе обора проб (объемом больше одного, m> 1). Число классов больше двух, k> 2.

Примерами описания признаков с помощью биномиального распределения могут служить число поврежденных участков на листьях, число волосков на единице площади шкурки, количество лучей в плавниках рыб, число хвостовых щитков у рептилий, плодовитость (размер выводка) самок и т. п. В основе биномиального распределения лежит альтернативное проявление качественного признака: он может присутствовать у единичного объекта или отсутствовать, проявиться или нет. Отдельный корнеплод может быть больным или здоровым (признак качественный), тогда проба из нескольких корнеплодов будет содержать некоторое число здоровых корнеплодов (признак количественный), а множество равнообъемных проб образует уже выборку чисел, для которой можно построить гистограмму распределения. Вероятность отдельного события (корнеплод больной) составляет p, а вероятность альтернативного события (корнеплод здоровый) равна q = 1 − p. При равенстве вероятностей событий p = q = 0.5. большинство проб (вариант) будет иметь около половины возможных событий (поровну больных и здоровых корнеплодов); распределение примет симметричную форму. В случае неравенства вероятностей наблюдается та или иная степень асимметрии распределения.

Рассмотрим результаты изучения плодовитости серебристо-черных лисиц (число щенков на самку) (см. данные на стр. 12). Для построения вариационного ряда берем 8 классов, классовый интервал для этого дискретного признака составит dx = 1.



Рис. 5. Биномиальное распределение (n = 76, M = 4.95, S = 1.33).

По оси абсцисс – число щенков лисицы на одну самку, по оси ординат – частости (относительные частоты)

Все основные параметры распределения вычисляются по рассмотренным выше формулам:

 = 4.96 экз./самку,

 = 1.33 экз./самку,

экз./самку,

экз./самку.

Для расчета параметров биномиального распределения можно воспользоваться другими, более простыми формулами, если предварительно рассчитать вероятности p и q (в нашем случае p= 0.62, q= 0.38):

M = m∙p = 8∙0.62 = 4.96 экз./самку,

1.37 экз./самку.

Результаты оказываются идентичными с точностью до ошибки округления.

Доверительный интервал для параметров биномиального распределения строится так же, как и для нормального распределения: M ± tm_M,S ± tm_S.
Распределение Пуассона

Это вариант описания стохастического поведения дискретных количественных признаков для случаев, когда вероятность элементарных аль­тернативных событий неодинакова, одно из них наблюдается заметно чаще другого (p<< q) (классический пример – попадание гитлеровских авиационных бомб в разные кварталы Лондона). Закон Пуассона описывает редкие события, происходящих 1, 2, 3 и т. д. раз на сотни и тысячи обычных событий. Поведение биологических объектов, соответствующее закону Пуассона, наблюдается в том случае, когда по пробам случайно распределены редкие объекты. Примеры таких явлений ­– частота нарушений хромосомного аппарата на каж­дую тысячу митозов, встречаемость семян сорняка в большой серии навесок семян культурного растения, число повторных попаданий животных в ловушки, встречаемость животных на отрезках длинных маршрутов (или на пробных площадках обширной территории), отловы животных в отдельные промежутки времени при длительных наблюдениях.

Случайная величина, распределенная по закону Пуассона, определяется при подсчете числа элементарных событий в пробе (в группе, в навеске, на участке, на этапе). Число объектов в пробе больше 1 (m> 1), число классов больше двух (k> 2).

Распределение Пуассо­на резко асимметрично, причем дисперсия равна средней арифмети­ческой, что может служить критерием для оценки характера распределения изучаемого признака (рис. 6). В течение одного года (1946) пометили коль­цами и выпустили на волю 32 буревестника.

Число повторных отловов, x	Число отловленных животных, a	Число случаев повторного отлова,
0	15	0
1	7	7
2	7	14
3	2	6
4	1	4
n	32	31

В последующие пять лет часть из них отлавливали повторно: 7 экз. по одному разу, 7 – по два, 2 – по три, 1 экз. – четыре раза, 15 экз. окольцованных птиц повторно не попадались. Число классов составляет k = 4, интервал dx = 1. Асимметрия в частотах встречаемости птиц позволяет пред­полагать распределение Пуассона.


Рис. 6. Распределение Пуассона с пара­метрами n = 32, M ≈ S² = 0.968.

По оси абсцисс – число повторных отловов, по оси ординат – частости (относительные частоты)
Расчеты показали, что средняя арифметическая (M) примерно равна дисперсии (S²):

= 0.968 экз.,

1.121 экз., S² = 1.257,

S² ≈ M.

Критерий Фишера не выявил достоверных отличий между средней и дисперсией: F= 1.257 / 0.968 = 1.157 < F_(0.05,31,31) = 1.8, что свидетельствует о соответствии наблюдаемого распределения закону Пуассона.

Возможен расчет параметров по более простым формулам:

M = m ∙ p, .

Доверительный интервал для параметров распределения Пуассона определить несколько сложнее, чем для других типов (Ивантер, Коросов, 2003).
Альтернативное распределение

Распределение дискретной случайной величины, имеющей лишь два противоположных (разнокачественных) значения (два класса, k = 2). В одной пробе (в одном наблюдении) содержится одна варианта (m= 1), одно из двух возможных значений. Вероятности каждого из них могут быть равны (p = q) либо не равны (p < q; p > q). При­меры: самцы и самки, больные и здоровые ор­ганизмы, сработавшие и пустые ловушки на од­ной учетной линии, два варианта аллельных признаков, вакцинированные и невакцинированные па­циенты среди заболев­ших и др. (рис. 7). Вычисления констант доста­точно просты и не требуют построения вариационного ряда.



Рис. 7. Альтернативное распределение (два класса вариант).

По оси ординат – частости (доли) этих групп
Важнейшей характеристикой является доля (p) вариант определенного вида (А), представленных общим числом n_A в пределах выборки объемом n:

.

Если исходы отдельных испытаний выразить числами 0 или 1 (что аналогично отбору проб с объемом m= 1), доля вариант совпадает со средней арифметической, рассчитанной для всех значений:

.

Например, результат отловов полевок из природных популяций показал, что в исследуемой группе (200 особей) было 120 самок и 80 самцов. В данном случае мы имеем дело с альтернатив­ным признаком (самка – самец). Из 200 проб 120 содержат самок (значение 1), 80 – не содержат (значение 0), так получаем выборку n = 200:

0000000000000000000000000000000000000000000000000000000000001111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111.

Доля вариант со значением 1 составляет:

,

что совпадает со средней арифметической для всего ряда:

.

Для альтернативного распределения могут применяться те же формулы расчета выборочных параметров, что и для биномиального распределения. Средняя (доля самок):

M = m ∙ p = 1 ∙ 0.6 = p = 0.6.

Стандартное отклонение (при m = 1):

0.24.

Ошибка средней (ошибка доли самок):

.

Доверительный интервал для альтернативных признаков (их долей, процентов и частот) строится с помощью φ-преобразования Фишера, что дает более точные границы, особенно если доли сильно отличаются. Сначала вместо значения доли (процента) одного признака объектов берут значение φ (фи), най­денное по формуле или по таблице 10П. Затем вычисляют ошибку: , обе доверительные границы φ _лев. = φ − tm_φ, φ _прав. = φ + tm_φ, после чего с помощью таблицы 10П переводят найденные значения обратно в проценты.

Найдем доверительные границы для доли самок полевок p = 0.6 при уровне значимости α = 0.05. Используя таблицу 10П и проводя расчеты, получаем: φ(60%) = 1.772,  = 0.0707,

φ _лев. = 1.772 − 1.96 ∙ 0.0707 = 1.6334, φ_прав. = 1.772 + 1.96 ∙ 0.0707 = 1.9106, p _лев.(1.6334) = 53.1%,  p _прав.(1.9106) = 66.4%.

Доля самок в генеральной совокупности (популяции полевок) составляет минимум 53.1%, максимум 66.4%.
Полиномиальное распределение

Наблюдается для качественных признаков, имеющих не два альтернативных свойства, но несколько возможных проявлений качества. Примеры полиморфизма популяций – из этой области. В их числе варианты окраски покровов и волос, типы рисунков в определенных областях тела, способы жилкования листьев растений или крыльев насекомых, варианты расположения и формы щитков рептилий и другие проявления множественности фенотипов особей. Формализуя описание, укажем, что в одной пробе содержится одна варианта (m = 1), но типов вариант (морф, фенотипов) больше, чем два (k> 2).

Примером полиномиального (иначе – мультиномиального)распределения может служить встречаемость 4 фенов головы живородящей ящерицы – 4 вариантов контакта лобно-носового, предлобных и лобного щитков (рис. 8). Лучше всего выборка может быть представлена вариационным рядом – частотами (p_j) встречаемости в популяции особей с данным (j-м) проявлением качественного признака и общим числом морф (k). Для более емкого представления ряда и учета характера распределения частот между разными морфами используется величина «среднее число фенотипов»: μ = Σ(p_j)², статистическая ошибка которой рассчитывается так: .

Среднее число фенотипов (μ) равно числу фенотипов (k) только тогда, когда частоты всех фенотипов одинаковы (p₁ = p₂ = …  = p_j… = p_k), и меньше во всех других случаях.




Рис. 8. Полиномиальное распределение (4 фена головы ящерицы).

По оси ординат – частости фенов среди 64 сеголетков живородящей ящерицы, отловленных под Петрозаводском
Равномерное распре­деление

Частный случай распределения альтернативного и полиномиального. Равномерное распределение характеризуется оди­наковой частотой встречаемости всех значений дискретного признака (p = q для двух классов или p₁ = p₂ = … = p_j … = p_k для нескольких классов). Такой тип распределения можно исполь­зовать для формулирования гипотез при анализе час­тот генов и фенов в популяциях, при подсчете тест-организмов, вы­живших в токсикометрическом эксперименте, можно предположить, что ветви дерева могут равномерно располагаться по сторонам света.