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SUPPLÉMENT.
On peut chercher aussi la relation à attendre sous les mémes
suppositions que ci-dessus entre la surface choisie des aires-&chan-
tillons et le nombre des stations (donc d’aprés nos suppositions pri-
maires: des espéces) »constantes», c. à. d. qui apparaissent sur
chacune de par ex. 100 aires-échantillons, Pour que l’on ait raison
d’attendre qu’une station apparaisse sur 100 aires d’une grandeur
définie (plutót que sur 99 ou tout autre nombre), sa probabilité
d’apparaitre sur une seule aire de méme grandeur, tirée par hasard,
doit étre plus grande que 0,995 (théoreme de DBrnNovuriLLI) donc sa
probabilité de n’y pas paraitre plus petite que 0,005. De tels chiffres
ne se trouvant pas en assez grand nombre dans nos calculs (par-
ceque nous nous sommes arrélés à de plus petites surfaces), on peut
au lieu d’eux prendre comme limite le chiffre correspondant pour
des aires 100 fois plus petites: 1—(1 — p)" =0,0516 (correspondant
à (1— p)’— 0,9484; (0,94841)!9? = 0,005. Le raisonnement inclut une
approximation comme ci-dessus sous 2 et 8). Il est facile à tirer
des tableaux-calculs pour notre tableau V (non imprimés), ces ré-
sultats:
Nombre total des sta-
TEN Duos deuten ee etiiss
Grandeurs relatives des
aires-échantillons......
Nombre de stations »con-
200
| |
I |
5 101100 1.000, 5 000
|
|
10 40 60
1 000
|
|
100, 1 000| 10 000
10 000
|
1 1050
= |
| |
17
stantes>, en vingtie- |
mes du nombre total.| 7 9
| |
20 19 1313 14 | ee 20
On voit que les résultats pour 200 jusqu’ à 10 000 stations comme
latitude de variation cadrent ensemble. En rendant les chiffres
graphiquement, on verra que la courbe présente la méme allure
que celle de la fig. 2. Je remarque que les chiffres 20 (vingtiemes)
ne sont pas à interpréter comme si jamais toutes les stations de-
viendraient »constantes». Il faut se souvenir de la nature approxi-
mative des calculs, entre autre de ce que nous avons coupé la
courbe de variation à 4 o.
0/913 14] 17 |
|
100. 1 000
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