
- •Побудова емпіричної кривої
- •Обчислення параметрів емпіричного розподілення
- •Визначення поля допуску по емпіричному розподіленні
- •Обчислення коефіцієнтів відносної асиметрії і відносного розсіювання(поле допуску не задане)
- •Критерії для відкидання різко відрізняючихся спостережень (похибок вимірювання)
- •Функції густини теоретичних і емпіричних розподілень
- •Порівняння емпіричних і теоретичних функцій розподілення частот по критеріям узгодження
Визначення поля допуску по емпіричному розподіленні
Для данних
табл.2
отримали:
=
19,991;
S
= 0,0127;k
=N
-1 = 50
-1 = 49,
де k - число степенів свободи.
Задаємо надійність поля допуску. Нехай Р = 0,95.
По табличним данним знаходимо, що для Р = 0,95 1 - 2 = 0,9973 і k = N - 1 = 49 (приймаємо k = 50). Звідси l = 3,84.
Визначаємо границі поля допуску
t1 = - l S = -0,009 – 3,84 . 0,0127 = -0,058,
t2 = + l S = -0,009 + 3,84 . 0,0127 = 0,0397.
Знаходимо координату середини поля допуску і половину поля допуску:
Обчислення коефіцієнтів відносної асиметрії і відносного розсіювання(поле допуску не задане)
Знайшли, що t1= -0.058; t2= 0.0397; Δэ= -0,009; δэ= 0,049. Для розглядаємого прикладу = -0,009; S= 0,0127.
Тоді
Критерії для відкидання різко відрізняючихся спостережень (похибок вимірювання)
Результати вимірювань наведені в табл.3
Таблиця 3
-
№
х
№
х
№
х
№
х
№
х
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
-0,018
-0,021
-0,012
-0,002
-0,017
-0,025
-0,019
-0,017
-0,017
-0,012
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
+0,001
-0,020
+0,010
-0,016
-0,005
-0,017
-0,009
-0,016
-0,001
+0,019
21
22
23
24
25
26
27
28
29
30
-0,014
+0,006
-0,012
-0,002
-0,015
+0,014
+0,025
+0,012
+0,013
-0,005
31
32
33
34
35
36
37
38
39
40
-0,016
+0,024
-0,016
-0,012
-0,021
-0,029
-0,022
-0,012
-0,016
-0,018
41
42
43
44
45
46
47
48
49
50
-0,016
-0,002
-0,011
-0,012
-0,022
-0,015
-0,011
-0,020
-0,016
-0,015
Вимір 36, що дав величину (-0,029) викликає підозру, так як помітно відрізняється від інших. Перевіримо правильність наших підозр про те, що вимір є результатом грубої помилки.
Обчислимо середнє значення з 49 залишившихся результатів (вимір 36 відкидаємо).
Обчислимо середнє квадратичне відхилення
З табличних данних знаходимо, що для N= 49 і для = 0,01 значення t' = 2,742
Обчислюємо
Обчислюємо t'S = 2,742 . 0,012576 = 0,034
Так як 0,02 < 0,034 , то з вірогідністю 1- = 1 - 0,01результат xN+1 = -0,029 можна вважати випадковим.
Перевірка за критерієм Ірвіна
Обчислюємо
і
S:
В нашому прикладі xN+1 = -0,029; хN = -0,025.
Визначаємо
З табличних данних знаходимо, що для найближчого N = 50; 0,95 = 1,1. (0,95 = 1,1) > ( = 0,313). Тому значення xN+1= -0.029 можна вважати випадковим.