La méthode des moments, utilisée par K.
PEARSON, ne peut s'appliquer que dans le cas où
les réalisations de la variable ä étudier sont
rangées selon un ordre croissant. C'est la
troisième étape du prétraitement informatique.
2.3 Tableau caractéristique, moments observés et
coefficients d'asymétrie et d'aplatissement.
A partir du vecteur précédent (cf.83.1) nous
construisons un tableau utilitaire et indicatif de
la distribution réelle dont nous calculons les
moments . Le tableau contient six colonnes (dans
le cas de canaux bruts les dimensions du tableau
sont (256x6) ):
- la première représente la modalité de la
variable aléatoire.
- la deuxième son effectif.
- la troisième sa valeur centrée.
- les quatrième, cinquième et sixième, sont les
valeurs centrées à la puissance 2, 3 et 4.
Schématiquement, ce tableau a la forme
suivante :
x |y |x-x | (x-x) (x-x). ==)"
Une autre procédure informatique qui succede
à la précédente effectue la somme en colonnes, des
quatre derniéres colonnes du tableau créé. En
divisant chacune de ces sommes par l'effectif
total, nous obtenons la moyenne centrée (donc
nulle), la variance et les moments centrés d'ordre
3 et 4. Ce sont les moments centrés de la
distribution observée. En considérant que ceux-ci
sont égaux à ceux d'une distribution théorique,
nous recherchons cette dernière après l'analyse de
l'équation différentielle de K.PEARSON. Les
caractéristiques d'une distribution sont des
fonctions de ses moments. Ainsi, nous calculons
m
les coefficients d'asymétrie K = ue et
n,
n.
d'aplatissement £ - —^ *3 de la distribution.
m
2
Nous établissons un second tableau contenant les
observations avec les fréquences relatives.
Celui-ci, indicatif de la distribution, met en
évidence la répartition des fréquences des
valeurs radiométriques et la correspondance de
chacune d'entre elles avec sa valeur centrée et
réduite. Il contient ou non les modalités
observées (selon la réponse de l'utilisateur).
2.4 Algorithme de détermination des courbes
Pearsonniennes issues des classifications.
Ayant calculé les moments de la distribution
étudiée, nous procédons au calcul des coefficients
a, b et c du trinóme du dénominateur de E.D.P.
La valeur du discriminant du trinóme et des
coefficients a et b déterminent l'appartenance de
la courbe étudiée à la grande classe des racines
réelles. Pour cela, il faut que le discriminant
soit positif et que les coefficients a et b se
trouvent hors d'un petit intervalle défini autour
de zéro (par ex. [10 ,10 ]). Si les valeurs de a
et b sont incluses dans cet intervalle, nous
412
classons la distribution en tant que normale ;
sinon les racines du trinóme sont calculées.
1. Si le produit des racines est un nombre
négatif, nous sommes dans le cas des racines
réelles de signes opposées. À la suite du calcul
des racines du trinôme du dénominateur -X, et X,
nous distinguons deux cas :
a)|x |<|x,| et
b)|x, |»|x, | -
Sans restreindre la généralité, nous
interchangeons les valeurs de x, et X, de facon
que EAESEN (le trinóme du dénominateur étant
symétrique par rapport à -X, et x).
Les racines sont calculées a partir des
coefficients a, b et c du trinöme (fonctions des
moments). Pour tester le calcul fait jusqu'ici,
nous vérifions que le trinóme de coefficients a,
b, c s'annule pour les valeurs 7X, X. Ensuite,
les racines correspondant -r, et r, de la variable
transformée z sont calculées. Afin de classer la
distribution étudiée parmi les différents types
définis (partie théorique ci-dessus) nous évaluons
les quantités v, vr, et vr. Avant de rechercher
les ordonnées de la courbe théorique, nous
établissons les moments de la distribution de la
variable z par rapport au point z - -T, - Les
moments centrés correspondant ne sont pas calculés
à ce niveau ; les mêmes formules étant valables
dans le cas des racines réelles de même signe
(minimisation du coût de calcul). Puisque les deux
cas sont exclusifs (racines réelles de signe
opposé ou du même signe), les moments théoriques
centrés sontétablis après le calcul des moments
translatés dans le cas de racines réelles de même
signe.
L'étape suivante consiste à classer la
distribution étudiée parmi les six types S1 a 5S6.
Elle se réalise à l'aide d'un test qui se base sur
les valeurs des exposants -VE, et VI...
Pour cette famille de courbes, il ne reste
plus qu'à calculer les ordonnees de la courbe
théorique dont l'équation est :
v(r, tr,)-1
(r, tr, ) -Vr, -VI
(r,+z) (r,-z)
y IU TT
B(1 vr, ,1 vr.)
Puisque la variable z est issue de la variable
centrée initiale, x nous calculons pour toutes les
modalités de la variable x les valeurs
correspondantes de la variable z (z=x+b). Notons
que pour le calcul informatique les variables x, z
et y sont des tableaux de dimension lx1l ou 1 est
le nombre des modalités de la variable x. La
fonction Beta, ayant comme arguments 1-vr, et
1-vr, , est calculée grâce à sa propriété :
- F(a)F(b)
B(a,b)= "T(asb) z
La fonction Gamma qui intervient dans cette
dernière formule fait partie des fonctions
standard de la librairie mathématique du langage C
(language C sous UNIX Norme ANSI.). Sa valeur,
pour un argument donné, peut être obtenue
directement .
Ainsi ayant déterminé toutes les grandeurs
nécessaires, nous procédons au calcul des
m e CH (F8 MS I RSS CH ANA 00 © TT HH OHM ||!
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