Количественный анализ биологических данных. Малков П.Ю. - 45 стр.

том числа степеней свободы ν = n - 2. Если вычисленное значение
коэффициента превышает стандартное значение, корреляцию, в
большинстве случаев, можно считать достоверной. Необходимо
отметить, что этот способ является довольно приближенным. В
особо ответственных случаях лучше пользоваться более точным z-
преобразованием Фишера, описание которого можно найти во
многих руководствах по статистике [Лакин, 1990 и др.].

5.4. Эвристические меры сходства
   Среди специалистов нет единого мнения относительно преиму-
щества тех или иных мер связи [Песенко, 1982]. Тем не менее,
совершенно очевидно, что коэффициенты корреляции и, в том
числе, наиболее обоснованный (с позиций теории статистики) ко-
эффициент Пирсона пригодны для использования далеко не во
всех типах исследований. В частности, информативность коэффи-
циентов корреляции сомнительна в случае сравнения территори-
альных группировок организмов [Песенко, 1982]. В таких
исследованиях широкое распространение получили эвристические
(основанные на общей логике исследования) меры сходства. Ле-
гок в вычислении и, пожалуй, наиболее широко распространен
коэффициент сходства, впервые использованный в 1901 году
геоботаником П. Жаккаром. Данный индекс имеет несколько вер-
сий и может быть использован как для сравнения территориаль-
ных группировок организмов по видовым спискам, так и с учётом
их численности или доли. Индекс Жаккара и его модификации из-
меняются в переделах от 0 до 1. Для идентичных (по сопостав-
ляемым признакам) объектов он равен 1, для абсолютно
несходных – 0.
   Для сравнения видовых списков формула Жаккара имеет вид:
            a   ,                                                    (5.2.)
   I1 =
          b+c−a
если сравнение проводится с учётом обилия, формула трансфор-
мируется в следующее выражение:

   I2 =
              ∑ min(n   j   , nk )
                                     =
                                         ∑ min(n , n ) ,
                                                 j      k            (5.3.)
          b + c − ∑ min(n j , nk )       ∑ max(n , n )
                                                    j   k

наконец, при сравнении с учётом долей видов, входящих в состав
группировки:

   I3 =
          ∑ min( p , p ) .
                    j   k                                   (5.4.)
          ∑ max( p , p )
                    j   k

   В приведённых выше формулах использованы следующие обо-
значения: a – число общих видов в двух сравниваемых территори-
альных группировках, b - число видов в первой из сравниваемых
группировок, c – число видов во второй группировке,                     b     - суммар-

                                               44