книги / Метрологическая обработка результатов технических измерений
..pdfщыо 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 |
*н......... |
* |
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 7г 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 1с искомой величины; вычислить среднеквадратичное отклонение 5 результата на*
блюдения;