التشتت الإحصائي

مثال على عينات من مجموعتين لهما نفس المتوسط ​​ولكن بتشتت مختلف. المجموعة الزرقاء أكثر تشتتاً بكثير من المجموعة الحمراء.

في الإحصاء ، يُعرف التشتت (ويُسمى أيضًا التباين أو الانتشار ) بأنه مدى تمدد أو انضغاط التوزيع. [ 1 ] من الأمثلة الشائعة لمقاييس التشتت الإحصائي: التباين، والانحراف المعياري ، والمدى الربيعي . فعلى سبيل المثال، عندما يكون تباين البيانات في مجموعة ما كبيرًا، تكون البيانات متناثرة على نطاق واسع. أما عندما يكون التباين صغيرًا، فتكون البيانات في المجموعة متجمعة.

يتم التباين بين التشتت والموقع أو النزعة المركزية ، وهما معًا أكثر خصائص التوزيعات استخدامًا.

مقاييس التشتت الإحصائي

مقياس التشتت الإحصائي هو عدد حقيقي غير سالب يساوي صفرًا إذا كانت جميع البيانات متماثلة، ويزداد كلما أصبحت البيانات أكثر تنوعًا.

تتشابه معظم مقاييس التشتت في وحداتها مع وحدات الكمية المقاسة. بمعنى آخر، إذا كانت القياسات بالمتر أو الثانية، فإن مقياس التشتت يكون كذلك. ومن أمثلة مقاييس التشتت ما يلي:

تُستخدم هذه المقاييس (إلى جانب عوامل المقياس ) بشكل متكرر كتقديرات لمعلمات المقياس ، وفي هذه الحالة تُسمى تقديرات المقياس. وتُعتبر مقاييس المقياس القوية تلك التي لا تتأثر بعدد قليل من القيم الشاذة ، وتشمل المدى الربيعي (IQR) والانحراف المطلق المتوسط ​​(MAD).

تتميز جميع مقاييس التشتت الإحصائي المذكورة أعلاه بخاصية مفيدة، وهي أنها ثابتة الموقع وخطية المقياس . وهذا يعني أنه إذا كان المتغير العشوائيX{\displaystyle X}يتميز بتشتتSX{\displaystyle S_{X}}ثم تحويل خطيY=أX+ب{\displaystyle Y=aX+b}لريال مدريدأ{\displaystyle a}وب{\displaystyle b}ينبغي أن يكون هناك تشتتSY=|أ|SX{\displaystyle S_{Y}=|a|S_{X}}، أين|أ|{\displaystyle |a|}هي القيمة المطلقة لـأ{\displaystyle a}أي أنه يتجاهل الإشارة السالبة السابقة-{\displaystyle -}.

هناك مقاييس أخرى للتشتت لا بُعدية . بمعنى آخر، ليس لها وحدات حتى لو كان للمتغير نفسه وحدات. وتشمل هذه المقاييس ما يلي:

توجد مقاييس أخرى للتشتت:

تُستخدم بعض مقاييس التشتت لأغراض متخصصة. يُمكن استخدام تباين ألان في التطبيقات التي يُعيق فيها التشويش التقارب. [ 2 ] كما يُمكن استخدام تباين هادامارد لمواجهة حساسية الانحراف الخطي للتردد. [ 3 ]

بالنسبة للمتغيرات الفئوية ، من غير الشائع قياس التشتت برقم واحد؛ انظر التباين النوعي . أحد المقاييس التي تفعل ذلك هو الإنتروبيا المنفصلة .

مصادر

في العلوم الفيزيائية ، قد ينجم هذا التباين عن أخطاء قياس عشوائية: فغالبًا ما تكون قياسات الأجهزة غير دقيقة تمامًا، أي غير قابلة للتكرار ، كما يوجد تباين إضافي بين المُقيِّمين في تفسير النتائج المقاسة والإبلاغ عنها. يمكن افتراض أن الكمية المقاسة ثابتة، وأن التباين بين القياسات ناتج عن خطأ في الرصد . يتميز نظام يتكون من عدد كبير من الجسيمات بالقيم المتوسطة لعدد قليل نسبيًا من الكميات العيانية مثل درجة الحرارة والطاقة والكثافة. يُعد الانحراف المعياري مقياسًا مهمًا في نظرية التقلبات، التي تفسر العديد من الظواهر الفيزيائية، بما في ذلك سبب زرقة السماء. [ 4 ]

في العلوم البيولوجية ، نادرًا ما تكون الكمية المقاسة ثابتة وغير متغيرة، وقد يكون التباين الملحوظ متأصلًا في الظاهرة نفسها: فقد يعود إلى التباين بين الأفراد ، أي اختلاف أفراد المجموعة السكانية عن بعضهم البعض. كما قد يعود إلى التباين داخل الفرد الواحد ، أي اختلاف الشخص نفسه في الاختبارات التي تُجرى في أوقات مختلفة أو في ظروف متباينة. وتُلاحظ هذه الأنواع من التباين أيضًا في مجال المنتجات المصنعة؛ فحتى هناك، يجد العالم الدقيق تباينًا.

ترتيب جزئي للتشتت

الانتشار الحافظ للمتوسط ​​( MPS) هو تغيير من توزيع احتمالي A إلى توزيع احتمالي B، حيث يتكون B من خلال نشر جزء أو أكثر من دالة كثافة الاحتمال لـ A مع الحفاظ على المتوسط ​​(القيمة المتوقعة) دون تغيير. [ 5 ] يوفر مفهوم الانتشار الحافظ للمتوسط ​​ترتيبًا جزئيًا للتوزيعات الاحتمالية وفقًا لتشتتها: فمن بين توزيعين احتماليين، يمكن تصنيف أحدهما على أنه أكثر تشتتًا من الآخر، أو بدلاً من ذلك، لا يمكن تصنيف أي منهما على أنه أكثر تشتتًا.

انظر أيضاً

مراجع

  1. دليل NIST/SEMATECH الإلكتروني للأساليب الإحصائية. "1.3.6.4. معلمات الموقع والمقياس" . www.itl.nist.gov . وزارة التجارة الأمريكية.
  2. "تباين ألان - نظرة عامة بقلم ديفيد دبليو ألان" . www.allanstime.com . تم الاطلاع عليه بتاريخ 16 سبتمبر 2021 .
  3. "تباين هادامارد" . www.wriley.com . تم الاطلاع عليه بتاريخ 16-09-2021 .
  4. ماكواري، دونالد أ. (1976). الميكانيكا الإحصائية . نيويورك: هاربر آند رو. ISBN 0-06-044366-9.
  5. روتشيلد، مايكل؛ ستيغليتز، جوزيف (1970). "زيادة المخاطر 1: تعريف". مجلة النظرية الاقتصادية . 2 (3): 225-243 . doi : 10.1016/0022-0531(70)90038-4 .