Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги / Метрологическая обработка результатов технических измерений

..pdf
Скачиваний:
5
Добавлен:
13.11.2023
Размер:
22.67 Mб
Скачать

щыо выборочного среднего арифметического отклонения по фор* муле Петерса:

5

1,253

*1 X

1,253

X

(1.44)

У п ( п — \) 1 и

п — 0,5

 

1=1

 

|=1

 

 

Оценку а можно приближенно найти также по размаху /?

случайной

выборки аг1э х2,

.... хП9 т.

е. разности

между наиболь­

шим и наименьшим значениями х(*. Несмещенной оценкой пара­

метра о

будет величина

 

 

«

(1.45)

Полученная оценка недостаточно точна и может служить

только

ориентировочной (значения

коэффициента с1п приведены

в прил. 5). Для повышения точности оценки о по этой методике* рекомендуется из общей выборки объема п извлечь к независимых

случайных выборок объемом

по т значений каждая,

подсчитать

в каждой из них выборочный

размах

/?*, а затем вычислить

5 ~ ( а т/к) у ; Я ,.

(1.46)

 

1=1

 

 

(Значения коэффициента

ат для

этой формулы

приведены

в прил. 6).

 

 

 

Среднеквадратичное отклонение результата. Оценка х\математического ожидания случайной величины х> вычисленная по фор­ муле (1.39), отличается от генерального среднего р (х). Точность этой оценки характеризуется ее выборочным средним квадратич­ ным отклонением

5 - = з/У п.

(1.47)

Из этой формулы видно, что точность х как оценки математи­ ческого ожидания случайной величины х вырастает с увеличением

объема выборки

п.

 

 

 

 

ской

Доверительные границы результата. В результате статистиче­

обработки

конечной

выборки х1% х2........ хп могут

быть най­

дены случайные величины

хн

и хв (нижняя

и верхняя

доверитель-

ные

границы),

образующие

доверительный

интервал, который

с задаиноц двусторонней вероятностью у (<доверительная вероят­ ность, достоверность) накрывает неизвестное значение генераль­ ной средней р (рис. 13,а). В частности, если значения случайной величины х подчиняются нормальному распределению, Доверитель-

ный

интервал симметричен

относительно

точечной

оценки х

(рис.

13,6):

 

 

 

 

хи — х — е;

хв — х + в.

 

(148)

Здесь

е “

 

 

(1.49)

Вычисление доверительных границ хИ и хв производится, как правило, с двусторонней доверительной вероятностью у = 0,95;

• Методику см, в СТ СЭВ 876—78.

в отдельных случаях, когда эксперимент невозможно повторить, принимают у ^ 0,99. Только в особо ответственных случаях, когда* результаты эксперимента влияют на жизнь и здоровье людей, до­ пускается принимать у = 0,999.

Величину

называют

коэффициентом

доверия. В достаточно

больших выборках (при п >

30)

значение I

не зависит от объема»

выборки п. Согласно распределению Гаусса

для вероятности у =

— 0,95

можно полагать ^ «

2.

Для малых

выборок этот коэффи­

циент

определяется отклонением

выборочного среднего х от гене­

рального среднего

х0,

 

 

 

/7 = 1 * — *о I /5х,

и зависит от объема выборки. Находят ( по таблице, составленной на основании распределения Стыоденга (формула (1.17)) и приве-

а

.........

*

Ь

Рис. 13. Доверительные интервалы общего вида (а), симметричный (б> и двух выборок (в)

денной в

прил. 7: задаются у,

вычисляют число степеней свободы*

к = п

1 и находят ^ .

 

Определение коэффициента

корреляции между двумя выбор­

ками. При сопоставлении результатов обработки двух выборок возможны случаи взаимного пересечения их доверительных интер­ валов (например, так, как изображено на рис. 13, в). В этом слу­ чае необходимо установить, являются ли различия между ними* статистически достоверными, или они настолько несущественны, что обе выборки следует считать принадлежащими к одной и той же

генеральной совокупности.

Допустим, имеются две выборки, каждую из которых можна

считать

нормально распределенной.

Первая выборка имеет объем'

П1 г выборочное_ среднее арифметическое,

вычисленное ло формуле

(1.39),

равно

х1г а выборочное

СКО

этого х 19 найденное по

формулам (1.42) и (1.47), равно

. Соответствующие параметры

второй

выборки — я2, х2 И 5 - .

 

 

Вычисляем

X2

I по формуле

значения показателя

 

/•=

I

I

(1.50)>

 

 

 

 

]

/ * ±

+ п2 (яа — 0

 

п1 + «а — 2

 

Г

П2Л.

Если 5 -' и 5 - неизвестны, показатель ^ определяют по формуле

х \ Л*|

I *1 — *2 I

(1,51)*

 

 

2

(*{ — ^)2 + Ц (Х1 ~ Ч ) %

 

 

Пг + «2 /=1

_______

М

_____

 

1

П1п2

/«1 + п2— 2

Задавшись значением у, по таблице (прил. 7) для числа степе­

ней свободы

 

 

 

 

 

 

к = п±+ ла — 2

 

(1.52)

находим

параметр

 

 

 

 

Если

/ > /7,

то разница

между хг

и

х2 статистически досто­

верна и можно утверждать, что эти выборки принадлежат к раз­

личным генеральным совокупностям. Если I

<

то выборочные

средние и"х2 различаются несущественно,

и

можно полагать,

что обе выборки извлечены из одной и той же генеральной совокуп­ ности.

4. ПРЕДВАРИТЕЛЬНАЯ ОБРАБОТКА РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЙ И ФОРМА ИХ ПРЕДСТАВЛЕНИЯ

Основы

предварительной обработки экспериментальных дан­

ных. Общей

задачей предварительной обработки эксперименталь­

ных данных является исключение наблюдений, содержащих грубые погрешности, а также уменьшение влияния систематической состав­ ляющей погрешностей измерения. При однократном производствен­ ном измерении такая предварительная обработка затруднительна. Многократные измерения дают некоторую совокупность результа­ тов, которая должна быть подвергнута соответствующей обработке для получения наиболее достоверного вначения измеряемой вели­ чины и оценки его точности.

Прежде всего из совокупности* экспериментальных данных сле­ дует исключить результаты наблюдений, содержащие явно выра­ женные грубые погрешности и поэтому заметно отличающиеся от остальных. Если полной уверенности в наличии грубой погрешно­ сти нет, такой результат следует оставить в выборке, а затем про­ верить правомерность его отнесения к ней (с помощью соответствую­

щих* статистических критериев). Для уменьшения

систематической

составляющей

погрешности измерения

никаких

универсальных

способов не

существует. Выявление,

оценка и

устранение такой

погрешности во многом зависит от квалификации экспериментатора, причем при многократных измерениях*уменьшить систематическую погрешность легче, чем при однократных.

Инструментальная систематическая погрешность обнару­ живается поверкой рабочего средства измерений по образцовому, имеющему более высокую точность. Методическая систематическая погрешность выявляется в результате исследования условий опыта.

Известные систематические погрешности можно исключить либо непосредственно в процессе измерения (экспериментальное исключение), либо внесением поправок в результаты измерений (аналитическое исключение). Так, например, систематическая по­

Отсюда следует вычислить значение поправки, равное — 1га% для всех результатов отдельных наблюдений.

Из приведенных примеров видно, что для исключения система­ тической погрешности следует знать характер воздействия, поро­ дившего эту погрешность, и зависимость значения систематической погрешности от этого воздействия. Тщательное изучение условий проведения эксперимента приводит к повышению точности полу­ ченного результата благодаря исключению систематических погреш­ ностей.

Экспериментальное исключение систематических погрешно­ стей. Используя метод замещения, можно обнаружить системати» ческую погрешность в процессе измерения. Для этого следует сначала измерить неизвестную величину, в результате чего полу­ чаем

хп = Х + Ьхс.

(1.56)

Здесь X — значение неизвестной величины; хп — показание из­ мерительного прибора; Дхс — систематическая составляющая погреш­

ности.

Ничего не изменяя в измерительной установке, подключаем вместо X регулируемую меру Хи и подбираем такое ее значение,

при котором достигается прежнее показание измерительного при­ бора. Тогда

*п = * м + Л*в-

0-57)

Сопоставляя соотношения (1.56) и (1.57), получаем аначеиие неизвестной величины

Х = ХМ

(1.58)

и вычисляем значение систематической составляющей погрешности

Д*с = * п - Х м.

(1-59)

Если источник систематической погрешности имеет направлен­ ное воздействие, можно компенсировать ее, проведя дважды экспе­ римент так, чтобы систематическая погрешность вошла в резуль­ таты измерений о. противоположными знаками:

*п, = х + д *0;

= х - А

(1 -6°)

Отсюда получаем

х = <*„, + *п,)/2; Д,с = (*„, - *п,)/2-

О-6»

Рандомизация. Нередко погрешности, являющиеся системати­ ческими в одной ситуации, являются случайными в другой. Напри­ мер, инструментальная погрешность конкретного экземпляра изме­ рительного прибора является систематической во всех случаях использования этого прибора для выполнения измерений. При ха­ рактеристике точности изготовления некоторой партии таких при­ боров эта же погрешность является случайной.

Это обстоятельство иногда можно использовать для повышения правильности измерений. Так, например, если причины сиетематических погрешностей известны, но их абсолютные еначения и знак неизвестны, повысить правильность измерений можно о помощью рандомизации, т. е. искусственного перевода систематических

Это хорошо видно, если вычислить относительные погрешно­

сти, %, этих измерений по

формуле (1. 10):

 

61 «

(01//„зм)

Ю0 =

(0,05/4) 100= 1;

62 *

(0*//„зм )

100 =

(ОН/4) Ю0 =

2,5;

«з ~

(0з//„3м) Ю0 =

(0,5/4)

100 =

12,5;

б4 « ( 0 4 // Нзм) Ю0 = (1/4)

100 =

25.

Для получения наибольшей точности результата измерения следует всегда подбирать измерительный прибор с таким верхним пределом измерений, чтобы отсчет производился на последней чет­ верти шкалы.

Глава 2

ОБРАБОТКА ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНЫХ ДАННЫХ ПРИ ПРЯМЫХ ИЗМЕРЕНИЯХ

5. МЕТОДИКА ОБРАБОТКИ РЕЗУЛЬТАТОВ ПРЯМЫХ ИЗМЕРЕНИИ

Последовательность вычислений при обработке результатов прямых измерений. Предположим, что некоторая неизменная величина измеряется с помощью ряда отдельных наблюдений, вы­ полняемых с одинаковой тщательностью и в одинаковых условиях (такой ряд называется равноточным). В итоге получено п резуль­ татов, несколько отличающихся друг от друга числовыми значе­

ниями: хи х2,

х2, ...» хп.

параметра

Поскольку

проводится измерение определенного

конкретного объекта, тогсуществует некоторое истинное

значение

этого параметра, которое невозможно определить из-за погрешно­ стей отдельных наблюдений.

Аналогичная совокупность значений х{ может быть получена и в результате измерения одного и того же параметра некоторого множества объектов, которые по идее должны быть абсолютно оди­ наковы, но ввиду погрешностей как изготовления, так и измерения, отличаются друг от друга. Такой ряд называется стохастическим; его отличие от предыдущего состоит в том, что истинного значения

измеряемого

параметра

не существует, так как оно является мате­

матической

абстракцией,

а каждый объект имеет свое значение

этого параметра.

 

Статистическая обработка выборок выполняется в такой после­

довательности:

 

исключить (или уменьшить) систематические составляющие погрешности из результатов наблюдений;

проверить соответствие экспериментального закона распреде­ ления теоретическому, нормальному (аналитическим или графоана­ литическим способом). В случае, если можно предполагать, что данная выборка является частью, генеральной совокупности, рас­ пределенной по нормальному закону, обработка продолжается;

вычислить наиболее вероятное значение искомой величины; вычислить среднеквадратичное отклонение 5 результата на*

блюдения;

Соседние файлы в папке книги