Архитектура Аудит Военная наука Иностранные языки Медицина Металлургия Метрология Образование Политология Производство Психология Стандартизация Технологии |
Статистическое исследование ряда случайных погрешностей измерений ⇐ ПредыдущаяСтр 5 из 5
Задание №1. При измерении углов в триангуляции I класса получены угловые невязки треугольников. Считая, что невязки являются истинными погрешностями суммы углов треугольника необходимо провести статистическую обработку. Данные в таблице 1.1.(см. лаб. раб. №2) Методические рекомендации: Для исследования организуют совокупность случайных независимых значений изучаемого параметра и проводят ее статистическую обработку, в процессе которой находят основные параметры распределения (выборочные математическое ожидание, дисперсию, асимметрию, эксцесс и т. п.) и определяют степень близости фактического распределения данной совокупности случайных значений некоторому предполагаемому теоретическому распределению. При анализе результатов измерений в качестве предполагаемого принимают нормальное распределение. Расчеты рекомендуется производить в формуляре (таблица 7.1) Таблица 7.1
Последовательность обработки 1. Вычисляют следующие показатели: а) смещение выборочного среднего арифметического значения относительно «истинного» равно отсюда вычисляют среднее значение из ряда измерений. б) центральный момент второго порядка (выборочная дисперсия измеренных значений) составляет отсюда средняя квадратическая погрешность измерений вычисляется так: в) центральный момент третьего порядка находится следующим образом: отсюда асимметрия кривой фактического распределения определяется как г) центральный момент четвертого порядка выражается формулой отсюда эксцесс кривой фактического распределения получается равным Замечаем, что полученная асимметрия называется левосторонней при А> 0, правосторонней – при А< 0. Вершина кривой фактического распределения несколько ниже вершины кривой теоретического нормального распределения при Э< 0, при Э> 0 - наоборот. 2. Оценивают допустимые значения асимметрии и эксцесса: Если величины асимметрии и эксцесса незначительны и не выходят за пределы допусков - это свидетельствует о том, что фактическое распределение может быть близким к нормальному. 3. Проверяют соответствие фактического распределения случайных значений ei нормальному закону. Обычно применяют один из двух наиболее употребительных критериев согласия: Пирсона или Колмогорова. В обоих критериях оперируют над группированными исходными данными. Для этого значения ei располагают в возрастающем порядке и полученный, вариационный ряд разбивают на равные интервалы. Ширину интервала h принимают примерно равной половине предполагаемой средней погрешности. Верхние границы интервалов хi отложены по обе стороны от нуля (столбец 1, табл. 7.2). Для каждого интервала находят частоту ni — число случайных величин ряда, попавших внутрь соответствующего интервала. Эти частоты расположены в столбце 2. Нормированные интервалы, вычисленные по формуле ti = хi/m, приведены в столбце 3. По ним выбираются половинные значения Ф(t) (приложение 1), приведенные в столбце 4. Для удобства дальнейших вычислении знаки этих значений приняты аналогичными знаками величин ti. В столбцах 5 и 6 записаны теоретические рt и фактические рф вероятности попадания случайных величин в принятые интервалы.
Таблица 7.2
При этом величина рt получена как разность соседних строк столбца 4, а pф — делением частот ni на n — число измерений. Теоретические частоты nтi (столбец 7) получаются умножением теоретической вероятности рt на число всех измерений n. Критерий согласия Пирсона вычисляется по формуле
где k — число интервалов. Гипотеза соответствия распределения наблюденного ряда случайных значений ei нормальному закону принимается, если соблюдается условие c2 £ cq2. Здесь cq2 — значение, выбираемое по числу степеней свободы r и уровню значимости q = 1 — po, где рo — принимаемая доверительная вероятность. Число степеней свободы для нормального распределения равно r = k -3. Для доверительной вероятности рo = 0, 95 (q — 0, 05) находим (приложение 2) c20, 05. При c2 £ c20, 05 можно сделать вывод о соответствии распределения случайных погрешностей измерений е (см. табл. 2) нормальному закону. Столбцы 9, 10, 11 содержат данные, необходимые при получении критерия согласия Колмогорова. Накопленные вероятности получаются последовательным суммированием вероятностей рt и рф столбцов 5 и 6. В столбец 11 (D) записываются разности накопленных вероятностей. Показателем расхождения фактического и теоретического распределений является число где Dmax — абсолютное значение максимальной разности накопленных вероятностей. Гипотеза соответствия фактического распределения ряда случайных значений к предполагаемому теоретическому принимается, если соблюдается условие lф£ lq. Здесь коэффициенты lq в зависимости от уровня значимости имеют следующие значения: уровень значимости q ……….…....... 0, 1 0, 05 0, 01 коэффициент lq.............................. 1, 224 1, 358 1, 627 Таким образом, по всем критериям (в том числе по значениям.эксцесса и асимметрии) можно сделать заключение о том, что фактическое распределение величин х подчиняется или не подчиняется нормальному закону. Приложение 1. Значение интеграла вероятностей Ф (k) = Р (-k £ t £ k) =
Приложение 2. Допустимые значения коэффициентов c2 и l=
Осн: 1. [33-36] Контрольные вопросы: 1. Что такое ассимметрия кривой распределения? 2. Назовите виды ассиммерии. 3. Что такое экцесс? Объясните, случаи при Э> 0 и Э< 0? 4. По каким критериям можно проводить соответствие фактического распределения теоретическому? 5. Как вычисляется смещение средне арифметического значения? 6. Как вычисляются допустимые значения асимметрии и эксцесса?
Лабораторная работа №8 |
Последнее изменение этой страницы: 2017-05-05; Просмотров: 63; Нарушение авторского права страницы