- •Содержание
- •1.4 Описание функций, реализуемых в программном обеспечении работы
- •1.8 Контрольные вопросы
- •2.1 Цель работы
- •2.4 Описание функций, реализуемых в программном обеспечении работы
- •2.6 Лабораторное задание
- •2.8 Контрольные вопросы
- •3.1 Цель работы
- •3.4 Описание функций, реализуемых в программном обеспечении работы
- •3.5 Подготовка к выполнению работы
- •3.6 Лабораторное задание
- •3.8 Контрольные вопросы
- •4.1 Цель работы
- •4.4 Описание функций, реализуемых в программном обеспечении работы
- •4.5 Подготовка к выполнению работы
- •4.6 Лабораторное задание
- •4.8 Контрольные вопросы
- •Содержание отчетов
- •Литература
3 ЛАБОРАТОРНАЯ РАБОТА ТМ.3 «ОБРАБОТКА НЕРАВНОРАССЕЯННЫХ РЯДОВ НАБЛЮДЕНИЙ»
3.1 Цель работы
3.1.1Изучение метода и алгоритма обработки неравнорассеянных рядов наблюдений.
3.1.2Приобретение практических навыков работы на персональном компьютере при обработке неравнорассеянных рядов наблюдений.
3.2 Краткие сведения из теории В практике исследовательских работ часто встречаются ситуации, когда не-
обходимо найти наиболее достоверное значение величины и оценить его возможные отклонения от истинного значения на основании измерений, проводимых разными наблюдателями с применением разнообразных средств измерений
иметодов измерений в различных лабораториях или условиях внешней среды. Ряды получающихся при этом результатов наблюдений называются нерав-
норассеянными, если оценки их дисперсии значимо отличаются друг от друга, а средние арифметические являются оценками одного и того же значения измеряемой величины.
Если средние неравнорассеянных рядов наблюдения мало отличаются друг от друга, то говорят о высокой воспроизводимости измерений, которая количественно характеризуется рассеиванием результатов.
Рассмотрим некоторые случаи, приводящие к необходимости обработки результатов неравнорассеянных измерений:
1 Если при точных измерениях необходимо убедиться в отсутствии неисключенных систематических погрешностей, то измерения проводятся несколькими исследователями или группами исследователей. Если средние арифметические полученных рядов наблюдений незначимо отличаются друг от друга и ничто не указывает на наличие систематических погрешностей, то можно объединить все полученные результаты и на основе их математической обработки получить более достоверные сведения об измеряемой величине.
2 Аналогичные измерения были выполнены в разных лабораториях различными методами, и получены отличающиеся друг от друга результаты наблюдений. Естественно и в этом случае, используя все имеющиеся данные, попытаться получить более достоверные значения измеряемых величин.
3 Измерения при помощи образцовых мер и измерительных приборов через некоторые промежутки времени повторяют. В итоге накапливаются ряды наблюдений и возникает необходимость объединить их. Точность рядов наблюдений различна, с одной стороны, из-за того, что для впервые проводимых измерений характерно большее рассеивание результатов, а с другой стороны, изза того, что с течением времени средства измерения стареют или заменяются новыми.
Во всех описанных ситуациях приходится прибегать к методам обработки результатов неравнорассеянных рядов наблюдений, задача которых в общем
25
случае заключается в нахождении наиболее достоверного значения измеряемой величины.
Основой для расчетов служат следующие данные:
1 x1...xm – средние арифметические m рядов неравнорассеянных результатов наблюдений постоянной физической величины Qх;
2x m – оценки с.к.о. результатов наблюдений в отдельных рядах;
3n1,...,nm – количество наблюдений в каждом ряду;
4m – число рядов.σ~x1 ,...,σ~
Наиболее достоверное значение x , которое мы можем приписать измеряемой величине на основании имеющихся данных, должно представлять собой некоторую функцию исходных средних арифметических:
x = F(x1,..., xm ) , |
(3.1) |
причем x = Qх + λ; x j = Qх + λj ; j=1,…, m, где λ и λj– случайные погрешности значения x и x j.
Для отыскивания вида этой функции возьмем производную от нее по истинному значению Qx измеряемой величины
|
|
|
|
∂x |
= |
∂F |
|
∂x1 |
+... + |
∂F |
|
∂xm . |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
∂Qx |
∂x1 |
∂Qx |
|
|
|
∂xm |
∂Qx |
|||||||||||
Поскольку |
∂x |
= |
∂Q |
x |
+ λ |
≈1 и |
|
∂x j |
|
= |
∂Qx + λj |
≈1; j=1,…m, то предыду- |
||||||||||
∂Qx |
|
|
|
|
|
∂Qx |
|
|
∂Qx |
|
||||||||||||
|
|
|
∂Qx |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
щее равенство можно записать в следующем виде: |
|
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
∂F |
+... + |
|
∂F |
|
=1. |
|
|
|
(3.2) |
|||||||
|
|
|
|
|
|
∂x |
∂x |
m |
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Ни одна из стоящих в этом равенстве производных не может зависеть от значений средних арифметических исходных рядов наблюдений. В противном случае выражение (3.2) установило бы некоторую функциональную связь между отдельными средними арифметическими. Однако эти средние арифметические, будучи получены в различных условиях и, может быть, не одним исследователем с помощью различных средств измерений, являются независимыми величинами, которые объединяет лишь общность их математического ожидания. Поэтому производные выражения (3.2) могут быть только постоянными величинами и искомая функция должна иметь вид
m
х = ∑a jx j + C . j=1
Возьмем математическое ожидание обеих частей этого равенства:
m |
|
m |
М[x]= M ∑a jx j + C |
= ∑a jM[x j]+ C . |
|
|
|
j=1 |
j=1 |
|
26
Для того чтобы оценка х истинного значения была несмещенной, необходимо выполнение условия
М[x]= M[x j]= Qx .
Поэтому
m
Qx = Qx ∑a j + C . j=1
Полученное соотношение выполняется только в том случае, когда
m
С=0; ∑a j =1. j=1
Таким образом, окончательно получаем
m |
m |
|
х = ∑a jx j ; |
∑a j =1. |
(3.3) |
j=1 |
j=1 |
|
Величина х, определенная в соответствии с выражением (3.3), называется средним взвешенным, а коэффициенты аj называются весовыми коэффициентами исходных средних арифметических. Именно они и характеризуют степень доверия соответствующему ряду наблюдений.
Желательно так выбрать весовые коэффициенты, чтобы они обращали в минимум дисперсию среднего взвешенного. Последняя составляет
m |
m |
m |
|
m |
σ2 / n j , |
|
D[x]= σ2x = D[∑a j x j] = ∑a2 |
D[x j]= ∑a2 |
σ2 |
= ∑a2 |
(3.4) |
||
j=1 |
j |
j |
x j |
j |
x j |
|
j=1 |
j=1 |
|
j=1 |
|
|
где σ2хj - дисперсия j-го среднего арифметического, которая в nj раз меньше дисперсии σ2хj j-го ряда наблюдения.
Для ясности обособим в равенстве (3.4) для дисперсии среднего взвешенного последний член суммы:
D[x]= m∑−1a2 |
σ2 + am2 σ2 |
|
j |
x j |
x m |
j=1 |
|
|
и выразим из условия (3.3) m-й весовой коэффициент через все остальные:
m−1 |
|
m−1 |
D[x]= ∑ a2 |
σ2 |
+ (1 − ∑a j)2 σ2 . |
j |
x j |
x m |
j=1 |
|
j=1 |
Найдем производную от дисперсии по k-му весовому коэффициенту, где k=1,…, m−1, и приравняем ее к нулю:
∂ |
D[x]= 2a k σ2 |
m −1 |
|
|
|
|
− 2(1 − ∑a j) σ2 |
= 2a k σ2 |
− 2a mσ2 |
= 0 . |
|||
|
||||||
∂аk |
x k |
x m |
x k |
x m |
||
|
j=1 |
|
|
|
Теперь можно записать систему из m уравнений с m неизвестными коэффициентами:
27
|
2 |
2 |
= 0; k =1,..., m −1; |
a kσx k |
− a mσx m |
||
|
|
|
|
m |
|
|
|
|
∑a j =1. |
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
|
Подставляя значения m–1 первых весовых коэффициентов из первых уравнений в последнее уравнение, получим выражение для последнего коэффициента
|
|
|
|
|
m |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
1 |
|
||
am = |
|
|
|
∑ |
. |
|||
σ |
2 |
2 |
||||||
|
|
|
|
|
σ |
|
|
|
|
|
x m |
j=1 |
|
x j |
Аналогично из m–1 первых уравнений системы находят и остальные весовые коэффициенты
|
1 |
|
|
||
a j = |
|
|
σ2 |
||
|
||
|
x j |
Величина
|
|
m |
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
m |
n |
|
|||
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
∑ |
|
= |
|
|
j |
|
|
|
∑ |
|
j |
. |
|||
2 |
|
σ |
2 |
|
σ |
2 |
|||||||||||
|
|
|
σ |
x j |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
j=1 |
|
|
|
|
x j |
j=1 |
|
x j |
||||||||
|
|
pi |
= k |
|
n j |
|
|
= k |
1 |
|
|
|
|
|
|||
|
|
σ2 |
|
|
σ2 |
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
x j |
|
|
|
|
|
x j |
|
|
|
|
|
(3.5)
(3.6)
называется весом j–го среднего арифметического, причем коэффициент k может быть любым числом, как размерным, так и безразмерным. В выражениях для весовых коэффициентов (3.5) этот коэффициент пропадает, поэтому он не сказывается на вычислениях среднего взвешенного и его дисперсии. Действительно, подставив выражение (3.6) в формулу (3.5), имеем
m |
|
a j = p j ∑p j , |
(3.7) |
j=1 |
|
и в формуле (3.6) можно принять k=1.
Веса средних арифметических вычислить по формуле (3.6) значительно проще, чем весовые коэффициенты по формуле (3.5), поэтому имеет смысл записать выражение для среднего взвешенного через отдельные веса:
m |
m |
m |
x j |
m |
1 |
|
|
x = ∑p jx j |
∑p j = ∑ |
|
∑ |
|
. |
(3.8) |
|
2 |
2 |
||||||
j=1 |
j=1 |
j=1σx j |
j=1σx j |
|
|
Подставив далее значения весовых коэффициентов (3.5) в формулу (3.4), получим значение дисперсии и соответственно с.к.о. среднего взвешенного:
|
|
m |
1 |
|
|
|
m |
n j |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
D[x] = σ2x = 1 |
|
∑ |
|
|
= 1 |
|
∑ |
|
|
, |
(3.9) |
|
σ2 |
σ2 |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
j=1 |
x j |
|
j=1 |
x j |
|
|
28
из которого, в частности, следует, что дисперсия среднего взвешенного меньше дисперсии всех средних арифметических, если веса выбраны прямо пропорционально числам измерений в отдельных рядах и обратно пропорционально их дисперсиям, или (что то же самое) обратно пропорционально квадратам с.к.о. средних арифметических исходных рядов наблюдений.
Если теоретические дисперсии σ2x j неизвестны, то пользуются их оценками
~ 2 , с помощью которых определяют веса или весовые коэффициенты.
σx j
Доверительные границы случайной погрешности для результата измерения x , полученного при обработке неравнорассеянных рядов наблюдений, находятся по формуле
& |
~ |
(3.10) |
|
= tpσx . |
m
Если n0 > 30 ( n0 = ∑n j ), значение tp прямо выбирается из таблицы Ж.1 j=1
учебного пособия [2]. Если же n0≤30, предварительно определяется уточненное значение числа степеней свободы
n′0 −1 = m2 |
m |
1 |
|
. |
(3.11) |
|
|
|
|||||
∑n j −1 |
||||||
|
|
|
||||
|
j=1 |
|
|
|
|
В случае, если n′0 −1 не является целым числом, можно применить линейную интерполяцию при определении коэффициента tp:
tp = |
|
t2 − t1 |
(n′0 |
−1) |
+ |
t1(n2 −1) − t2 (n1 −1) |
, |
|
(n2 |
−1) − (n1 −1) |
(n2 −1) − (n1 −1) |
||||||
|
|
|
|
|
где (n1 −1) , (n2 −1) - ближайшее меньшее и большее значение по отношению к (n′0 −1) числа степеней свободы из таблицы Ж.1 учебного пособия [2];
t1, t2 - соответствующие (n1 −1), (n2 −1) значения коэффициента Стьюдента.
В заключение отметим, что полученные результаты справедливы не только тогда, когда данными для расчета являются ряды прямых неравнорассеянных наблюдений, но и в том случае, если исходные величины являются, в свою очередь, результатами неравнорассеянных косвенных, совокупных или совместных измерений. Операции определения средних взвешенных во всех этих случаях не меняются, а точность результата повышается.
Алгоритм обработки неравнорассеянных рядов наблюдений приведен на рисунке 3.1.
3.3 Оборудование, используемое при выполнении работы При выполнении работы используется персональный компьютер IBM PC AT.
29
Исходные данные:
х1j , …, хnj; j=1…m; Р
|
|
|
Расчет x j, |
j =1...m |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Расчет |
~ |
|
|
, j =1...m |
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
σхj |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
x j |
|
m |
1 |
|
|
|
|
||||||
|
Расчет x = ∑ |
|
|
∑ |
|
|
|
|
||||||||||||
~2 |
|
|
~2 |
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
j=1 |
σx j |
j=1 |
σx j |
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
~ |
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
∑ |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
Расчет |
σх = |
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
~2 |
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
σx j |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
n 0 |
|
= ∑n j |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
А
30
А
Нет |
|
Да |
|||
|
|
n0 > 30 |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
Расчет n′0 −1 |
|
Определение tP из n0 −1 и P |
|||
|
|
|
|
|
|
Да |
′ |
−1 |
Нет |
|
|
n0 |
|
|
|
|
|
|
||
|
целое число? |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Расчет tP, |
|
|
Определение tP |
|
|
||||
из n′0 −1 и P |
|
используя n1 −1, n2 −1 |
|
|||
|
|
|
|
′ |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
t1 и t2; n0 −1 и P |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Расчет |
& |
~ |
|
= tp σx |
|
|
|
|
Представление результата измерения
Qx = x ± &; P
Рисунок 3.1 - Алгоритм обработки неравновесных рядов наблюдений
31