Лекция 2
Удобным показателем является также коэффициент вариации V в процентах. Он показывает, какую часть составляет среднее квадратическое отклонение — фактор рассеивания — от средней арифметической. Находится он по формуле:
V= (12)
Выражение коэффициента в процентах позволяет сравнивать между собой разноименные показатели, что очень удобно на практике.
Кроме того, по аналогии с биологическими исследованиями, принято считать, что группа показателей, коэффициент вариации которых не превышает 10—15%, представляет собой стабильные измерения, мало отличающиеся друг от друга, однородные и однотипные. Если же коэффициент вариации больше 10—15%. группа рассеяна неоднородна.
В спортивных исследованиях применение интервала 10—15% для определения однородности объектов является весьма условным. Здесь само понятие «однородность» или «неоднородность» объектов содержит различный смысл в зависимости от того, какие объекты исследуются. Не надо приводить специальных расчетов, чтобы убедиться, например, в существенном различии между результатами спортсменов высших и низших разрядов. Понятно, что результаты спортсменов высших разрядов должны быть более однородны и стабильны, чем результаты спортсменов низших разрядов. Следовательно, в первом случае коэффициент вариации должен быть значительно ниже, чем во втором. Таким образом, результаты спортсменов одной и той же спортивной специализации, но разных разрядов, следует оценивать по различным значениям коэффициента вариации.
|
|
Коэффициенты вариации будут различны и в тех случаях, когда рассматриваются результаты спортсменов разных спортивных специализаций. Для оценки медицинских, физиологических, организационных, педагогических и прочих показателей коэффициенты вариации должны быть различными. Из этого следует, что в спортивных исследованиях коэффициент вариации в каждом конкретном случае должен иметь свой собственный предел как показатель однородности рассматриваемых объектов. Однако таких значений пределов пока что нет, так как подобные исследования и расчеты еще не проводились.
Есть еще несколько весьма простых показателей вариации—мода (Мо) и медиана (Ме).
Медиана (Ме) есть вариант, который делит вариационный ряд пополам. Для нахождения медианы вводится понятие накопленных частот (mi). Рассмотрим это на примере 2 (табл. 18).
Под накопленными частотами подразумеваются суммы частот, получаемые от последовательного сложения. Так, в примере 2 спортсменов, показавших время восстановления пульса, не превышающее значение первого варианта 74 с, было 4; не превышающее 78 с, было 10 (4 показали 74 с и 6—78 с), не превышающее 81 с — 19 человек и т.д. Последняя накопленная частота должна соответствовать, естественно, объему совокупности.
|
|
Таблица 18
xi | ni | mi |
n=34 |
Общее количество объектов, рассматриваемых в данном примере, было n=34. Объекты, стоящие по середине ряда, будут по номеру 17-й и 18-й. По накопленным частотам определяем варианты, соответствующие 17-му и 18-му объектам. В данном случае как 17-й, так и 18-й объекты находятся в третьей строке, так как накопленная частота 19 содержит в себе 17-й и 18-й объекты. Ей соответствующий вариант 81 с и есть медиана.
Если окажется, что один из объектов, стоящих по середине ряда, принадлежит одной строке, а другой — следующей строке, медиана определяется как средняя арифметическая между обоими вариантами.
В случае, если объем совокупности представляет собой нечетное число, вариант, стоящий по середине ряда, будет один. Например, при n==17. таким вариантом должен быть 9-й объект, при n=23— 11-й и т. д. В этом случае медиана определяется так же, как и в случае четного объема совокупности.
В примере 3 (табл. 19),
Таблица 19
xi | ni | mi |
n=12 |
Варианты, стоящие по середине ряда, есть 6-й и 7-й. 6-й и 7-й объекты находятся в третьей строке. Им соответствующий вариант 94 очка есть медиана этого ряда.
В примере 4 (табл. 20).
Таблица 20
xi | ni | mi |
n=26 |
В этом примере варианты, стоящие по середине ряда, есть 13-й и 14-й. 13-й объект находится в 6-й строке и ему соответствует вариант 7 бросков, а 14-й объект находится в 7-й строке — ему соответствует вариант 8 бросков. Медиана находится как средняя арифметическая этих двух вариантов:
Me = =7,5 броска.
Еще один показатель вариации — мода (Мо). Это вариант, наиболее часто встречаемый в вариационном ряду. Для его определения не требуется специальных вычислений. Достаточно найти среди частот наибольшую — соответствующий ей вариант есть мода.
Так, в примере 2 наибольшая частота — 11. Соответствующий ей вариант 84 с является модой.
В примере 3 — при наибольшей частоте 5 мода есть 94 очка.
В примере 4 модой является 9.
Кроме своей общей наглядности, мода и медиана позволяют прикинуть степень неоднородности группы чисел, хотя и менее точно. Для этого необходимо их сравнить со средней арифметической. Если различие невелико, группа, по-видимому, однородна. Если же различие значительно, вариационный ряд будет неоднородным.
На практике обычно все вычисления вариационного ряда (определение средней арифметической, среднего линейного отклонения, дисперсии, среднего квадратического отклонения, коэффициента вариации, моды и медианы) сводят в одну таблицу. Это дает возможность компактно провести вычисления и получить одновременно основные характеристики вариационного ряда.
Так, пример 2 имеет такое решение (табл. 21):
Таблица 21
xi | ni | xini | xi- | |xi- | | |xi- |ni | (xi- )2 | (xi- )2ni | mi |
-7 | ||||||||
-3 | ||||||||
8 4 | +3 | |||||||
+4 | ||||||||
+9 | ||||||||
n=34 |
Характеристика ряда: (81 + 2,9) или (81±3,6) с; V= 4,5%; Мо=84 с; Ме=81 с.
В практике спортивных исследований при образовании вариационных рядов часто возникают затруднения, связанные с тем, что один или несколько вариантов оказываются резко отличительными от остальных. В этом случае возникает естественный вопрос: чем вызвано такое различие? Означает ли это, что исследователь ошибся и провел неверные измерения или такое отличие указывает на какую-то скрытую закономерность исследуемых объектов. Понятно, что в первом случае от таких измерений следует избавляться и дальнейший расчет проводить без них, во втором случае к ним следует отнестись с полным вниманием.
|
|
Для определения этого существует такое приближенное правило:
1) следует вычислить среднюю арифметическую (х) и среднее квадратическое отклонение (s) без варианта, который резко отличается от остальных;
2) вычислить величину (х±4s);
3) если сомнительный вариант выходит за пределы (х±4s), его следует исключить из дальнейших расчетов. В противном случае он не случаен и подлежит дальнейшим исследованиям.
Таким образом, для определения пригодности резко отличающихся вариантов можно пользоваться формулой:
(х—4s)<А<(х+4s), (13)
где А—величина сомнительного варианта;
х, s—средняя арифметическая и среднее квадратическое отклонение, вычисленные без учета сомнительного варианта.
Иногда в формуле (13) вместо 4s употребляют Rz, где R есть так называемый размах вариации, равный R=xmах—xmin, т. е. разности максимального и минимального вариантов, а г есть величина, зависящая от объема совокупности n и определяемая по табл. 22.
Таблица 22
8—9 | 10—11 | 12—15 | 16—22 | 23—25 | 26—23 | 64—150 | |||
1,7 | 1.6 | 1,5 | 1.4 | 1,3 | 1,2 | 1,1 | 1,0 | 0,9 | 0,8 |
Таким образом, сомнительный вариант остается в ряду, если его значение не выходит за пределы:
(х—Rz)<А<(x+Rz) (14,)
Пример 8. При измерении угла в коленном суставе ноги, стоящей на задней колодке, в стартовом положении у 20 спортсменов получили величины (хі) от 100° до 140°. При этом только одно измерение составило 140°. Остальные—от 100° до 120°. Следует ли измерение 140° исключить из дальнейших расчетов?
Расчет средней арифметической и среднего квадратического отклонения производим в форме таблицы (табл. 23). При этом сомнительный вариант 140° не учитываем:
Таблица 23
xi | ni | xini | xi- | (xi- )2 | (xi- )2ni |
—11 —1 +4 +9 | |||||
N=20 |
|
|
Отсюда ± 4s = 111±29°.
Таким образом, сомнительный вариант 140° не должен выходить за пределы от 111°—29°=82° до 111°+ +29°= 140°. Вариант 140°, как показывает расчет, представляет собой предельное значение допустимого.
Проверим этот же расчет по формуле (14). Здесь Rесть величина размаха R=120°—100°=200. Находим из табл. 23 для n=19, 2=1,1. Тогда сомнительный вариант не должен выходить за пределы; х±Rz=1110±200•1,1= =111°±220.
Следовательно вариант 140° не должен выходить за пределы от 111°—22° ==89° до 1110+220=1330. Поскольку он больше верхнего предела 133°, то его следует исключить из дальнейших расчетов. Как видно из примера, более точный расчет получается по формуле (14).
При помощи характеристик вариационных рядов можно решать множество спортивных задач. Наиболее популярные из них: анализирующие, разделяющие, нормативные и сравнительные.
Рассмотрим это подробно.
Анализ при помощи характеристик вариационных рядов
При помощи характеристик вариационных рядов можно провести анализ какого-либо процесса, необходимый для управления тренировкой.
Такая работа не претендует, конечно, на полноту картины в целом. Ее следует рассматривать как общий, схематичный, первичный этап исследования. Существуют другие аналитические методы, дающие более точное представление о существе дела. Тем не менее анализ при помощи характеристик вариационных рядов имеет свои преимущества: он достаточно прост в исполнении, нагляден и корректен.
Как было отмечено выше, параметры вариационных рядов могут дать характеристику любому процессу или явлению, выраженному рядом чисел. Так, например, любой тест, определенный собранным статистическим материалом, в первую очередь подвергается анализу при помощи характеристик вариационного ряда.
Рассмотрим это на конкретном примере.
В некоторых тестах для определения пригодности спортсменов к бегу на средние дистанции исследуют разность между временем бега на 800 м, деленным на 8, и временем бега на 100 м. Считается, что чем меньше эта разность во времени, тем спортсмен более пригоден к бегу на средние дистанции. Ориентируются в этих случаях на разность во времени, равную 4,5—5 с, если разность более 5 с, то спортсмена считают мало пригодным к этому виду бега.
Пример 9. В течение серии тренировок спортсмен показал такую разность между временем бега на 800 м, Деленным на 8, и временем бега на 100 м хi (в секундах)
Таблица 24
xi | ni | xini | xi- | (xi- )2 | (xi- )2ni | mi |
6,00 5,00 | 42,00 20,00 ^и,ци | +1,00 | 1.00 | 7,00 | ||
4,50 3,80 | 9,00 11,40 | -0,50 —1,20 | 0,25 1,44 | 0,50 4,32 | ||
3,50 | 3,50 | —1,50 | 2,25 | 2,25 | ||
n =17 | 85,90 | 14,07 |
В форме таблицы находим характеристики вариационных рядов (табл. 24).
Таким образом, данная группа чисел характеризуется ( ±s)=(5 с±0,905 с); Мо=6с; Ме=5 с; V==18,1%.
При наличии этих данных можно сказать, что спортсмен, учитывая вышеприведенный тест, мало пригоден к бегу на средние дистанции, так как средняя разность в беге, составляющая 5 с, является предельным значением для определения его пригодности к данному виду спорта. Кроме того, очень высокий коэффициент вариации V=18,1% свидетельствует о нестабильности результатов. Это же подтверждает и большое различие между средней арифметической х=5 с и модой Мо=6 с.
Отклонение от среднего значения доходит у спортсмена до s =0,905 с, то есть в худшем случае разность во времени составит 5 с+0,905 с=5,905 с»с, что выходит за пределы описанного теста.
Подобный анализ можно совершить и в других случаях, не только в тестах, и, пользуясь его выводами, производить корректировку или прогноз деятельности спортсмена.