- •1.1. Характерные особенности современных НИ
- •1.2. Типовая структура АСНИ
- •1.3. Задачи, решаемые АСНИ
- •1.3.1. Задачи автоматизации экспериментальных исследований
- •1.3.2. Автоматизация этапов НИ, носящих творческий характер
- •1.5. Экономический эффект от автоматизации НИ
- •1.6.1. Экспериментальные исследования
- •1.6.2. Цели автоматизации экспериментальных исследований
- •1.6.3. Назначение АСНИ-Э
- •1.6.5. Структуры АСНИ-Э
- •1.6.6. Функциональная структура АСНИ-Э
- •1.6.7. Основные направления работ по созданию АСНИ-Э
- •Контрольные вопросы
- •2. СПЕКТРАЛЬНЫЙ АНАЛИЗ ИССЛЕДУЕМОГО ОБЪЕКТА
- •2.3. Второй способ оценки спектральной плотности
- •2.4. Получение вторым способом сглаженной оценки спектральной плотности
- •2.5. Оценка взаимных корреляционных функций двух эргодических случайных процессов
- •Контрольные вопросы
- •3. ПРИМЕНЕНИЯ СПЕКТРАЛЬНОГО АНАЛИЗА ИССЛЕДУЕМОГО ОБЪЕКТА
- •3.1. Оценка частотной характеристики исследуемого объекта, представляющего собой линейную динамическую систему
- •1 GAfk)
- •Контрольные вопросы
- •ГЛАВА 4. СТАТИСТИЧЕСКАЯ ОБРАБОТКА РЕЗУЛЬТАТОВ ИЗМЕРЕНИЙ
- •4.1. Генеральная и выборочная совокупность случайной величины X
- •4.2. Задачи, решаемые при статистической обработке результатов измерений случайной величины X
- •4.3. Оценивание по выборке статистических характеристик случайной величины X
- •4.4. Общие свойства точечных оценок
- •4.5. Методы получения точечных оценок параметров закона распределения случайной величины X
- •4.5.1. Метод моментов
- •4.5.2. Метод максимума правдоподобия
- •4.6. Законы распределения, наиболее широко используемые при статистической обработке результатов измерений
- •4.6.1. Нормальное распределение
- •4.6.2. Распределение %2
- •4.6.3. Распределение Стьюдента
- •4.6.4. Распределение Фишера
- •4.7. Доверительный интервал и доверительная вероятность
- •4.8. Корреляционный анализ
- •Контрольные вопросы
- •ГЛАВА 5. ПОСТРОЕНИЕ МАТЕМАТИЧЕСКОЙ МОДЕЛИ ИССЛЕДУЕМОГО ОБЪЕКТА С ПОМОЩЬЮ МЕТОДА НАИМЕНЬШИХ КВАДРАТОВ
- •5.1. Статистические математические модели исследуемого объекта
- •5.2. Метод наименьших квадратов
- •5.2.1. Постановка задачи
- •5.2.2. Решение задачи определения математической модели исследуемого объекта
- •5.2.4. Ошибки при выборе вида математической модели исследуемого объекта
- •5.2.5. Проверка адекватности математической модели исследуемого объекта
- •Контрольные вопросы
- •ГЛАВА 6. ПЛАНИРОВАНИЕ ЭКСПЕРИМЕНТА
- •6.1. Теория эксперимента
- •6.2. Основные понятия планирования эксперимента
- •6.3. Общие требования к плану эксперимента. О критериях планирования эксперимента
- •6.4. Планы для моделей, описываемых полиномами первого порядка
- •6.4.1. Вид модели
- •6.4.2. Полные факторные планы
- •6.4.3. Дробные факторные планы
- •6.5.1. Вид модели
- •6.5.2. Применение полных факторных планов для моделей типа (6.40)
- •6.5.3. Применение дробных факторных планов для модели типа (6.40) и порядок смешивания оценок коэффициентов
- •6.5.4. Вычислительные формулы и свойства планов 2" р
- •6.6. Планы для квадратичных моделей
- •6.6.1. Вводные замечания
- •6.6.2. Ортогональные центральные композиционные планы
- •Контрольные вопросы
- •ЗАКЛЮЧЕНИЕ
- •Файзрахманов Рустам Абубакирович, Липатов Иван Николаевич
- •АВТОМАТИЗАЦИЯ НАУЧНЫХ ИССЛЕДОВАНИЙ
На рис. 4.7 обозначено: Dmin - минимальное значение дисперсии
лл
оценки £>[0 „]; 0 „Эфф - эффективная оценка параметра 0 .
А л
Если для несмещенных оценок 0„,i и в„ , 2 параметра 0 справед ливо неравенство вида
М[(0 „,,- 0) 2] < М[(к,2 - 0) 2 ], |
(4 .1 2 ) |
А |
Л |
то оценка 0 „,i является более эффективной, чем оценка 0 „,2 . Свойство 4 точечных оценок заключается в следующем: оценка
Л
0 л = ф(х,,х2,...,хп) называется достаточной, если она содержит всю информацию об оцениваемом параметре 0 , содержащуюся в выбор-
л
ке. Оценка 0Яявляется достаточной тогда и только тогда, когда мож но найти две неотрицательные функции g] и g2 такие, что
л |
(4.13) |
L(x],x2,...,xn,Q) = gi(0/„0)- g2(x,,х2,...,х„), |
|
где |
|
Z(x, ,х2,..., х„,0) = /„ (х, ,х2,..., х„,0). |
(4.14) |
Здесь 1(х,,х2,...,х„,0) - функция правдоподобия; /,(х,,х2,...,х(,,0) - совместная плотность распределения вероятностей элементов выбор ки х,,х2,...,хп, которая определяется соотношением
/ й(х„х2,...,хя,0) = /;(х,,0 )у;(х2,0 )...у;(хн,0 ) . |
(4.15) |
Наилучшей оценкой из тех оценок, которые можно найти, являет-
л
ся оценка 0 И, которая одновременно является несмещенной, состоя тельной, эффективной и достаточной.
4.5. Методы получения точечных оценок параметров закона распределения случайной величины X
Предполагается, что вид закона распределения случайной вели чины X известен, а числовые значения параметров закона распреде ления неизвестны.
Существуют следующие методы получения точечных оценок па раметров закона распределения случайной величины X
1 ) метод моментов;
2 ) метод максимума правдоподобия;
3) метод Пирсона или метод минимума yj. Рассмотрим первые два метода.
|
4.5.1. Метод моментов |
|
||||
Метод |
моментов |
заключается |
в |
приравнивании |
моментов |
|
тг,\хг,г= 1,2,... к оценкам этих моментов |
л л |
|
||||
/и,,рг,/- = 1,2,... Пусть 0 - |
||||||
неизвестный |
параметр |
плотности |
распределения вероятностей |
|||
|
|
|
|
|
д |
|
f x(х, 0). Запишем формулы для определения ш,(0) и т\. |
|
|||||
Имеем |
|
|
|
|
|
|
|
|
/и,(0 )= |
Jx/j(x,0 )c&; |
(4.16) |
||
|
|
Л |
1 п |
Л |
|
(4.17) |
|
|
т\ = —Ух, = тх, |
||||
|
|
|
п ,=| |
|
|
|
л
где тх - оценка математического ожидания случайной величины X. Приравнивая (4.16) к (4.17), получим уравнение для оценки неиз
вестного параметра 0 вида
т](в) = тх. |
|
(4.18) |
|
|
л |
|
|
Решая это уравнение, находим оценку 0 неизвестного параметра 0. |
|||
Если по выборке х,,х2,...,х„ надо оценить к неизвестных пара |
|||
метров 0 ,,0 2,...,0 *, то надо |
найти 1 -й, 2 -й,..., |
к-и моменты |
закона |
распределения f x(х,0 ,,0 2,...,0 А.), |
|
|
|
/и,(0,,02,...,0*) = jV^x,©,,©,,...,© *)^,/ |
= 1,2,...,*, |
(4.19) |
|
|
л |
|
|
найти соответствующие оценки этих моментов т, , j - 1,2 ,...Д, |
|
||
ntj = |
х/ , j =1,2,..., к |
|
(4.20) |
пы
иприравнять их. Получим систему к уравнений с к неизвестными:
wy(0,,0,,...,0A.) = wj2, у =1,2,...,Л. |
|
(4.21) |
а л |
а |
неиз |
Решая систему уравнений (4.21), находим оценки 0 i,0 2,...,0 * |
вестных параметров 0 |;0 2,...,0 *.
Преимущество метода моментов - простота его применения. Недостатки метода следующие:
1 ) оценки не обеспечивают наименьший возможный разброс; 2 ) оценки при п —><х>не являются асимптотически эффективными;
3)оценки при п -> сюне являются асимптотически несмещенными;
4)закон распределения оценок при п —>оо является асимптотиче ски нормальным.
Пример 4.2. Найти методом моментов по выборке х,,х2 ,...,хя слу
чайной величины X точечную оценку X неизвестного параметра X показательного закона распределения, плотность распределения веро ятностей которого имеет вид
А(х,х) |
Хе кх, |
х > 0; |
(4.22) |
|
0 , |
х < 0 . |
|||
|
|
|||
Запишем формулы для определения т, (А.) и т\. |
|
|||
Имеем: |
оо |
|
|
|
|
|
(4.23) |
||
щ(Х) = |х/(хД)йЬг ; |
||||
|
-оо |
|
|
|
Л |
1 п |
Л |
(4.24) |
|
пи = —Ух,. =тх |
||||
|
п /=1 |
|
|
Приравнивая (4.23) к (4.24), получим уравнение для оценки неизвест ного параметра X вида
|
ди,(X) = тх. |
|
(4.25) |
Из (4.23) имеем |
|
|
|
|
оо |
оо |
(4.26) |
т}(X) = JxXe kxdx = XJxe lxdx. |
|||
Запишем табличный интеграл вида |
|
|
|
“ 2 |
а х |
а 2 |
(4.27) |
]xeaxdx =^-T (ax-\)I |
|||
«1 |
|
°ч |
|
где а ,а ,,а 2 - константы. |
|
|
|
Из (4.26) с учетом (4.27) получим |
|
|
|
|
-U |
|
|
w, (X) = X. |
■(-Тис-1 ) |
” = /,+ / 2 , |
(4.28) |
|
|
О |
|
I |
= — |
-Ал |
|
|
(4.29) |
||
1 |
еи |
|
|
Из (4.29) имеем |
-X |
|
|
|
-0 0 |
(4.30) |
|
|
1ш1 -тг = —- |
||
|
л-—>ао С |
00 |
|
В (4.30) используем правило Лопиталя. Введем функции вида:
Ф(х) = -х; |
|
||
Ф(х) = ^ '- |
|
||
|
ф(х) |
|
|
Из (4.30) с учетом (4.31) получим |
|
|
|
—х |
= lim |
ф'(*) |
- 1 |
И ш и = lim /W |
= lim |
||
|
|
ф'М |
X—>00 \ е Хх |
Следовательно, |
|
|
|
h - |
0 : / ’ - г |
|
|
Учитывая (4.32), из (4.28) имеем |
|
|
|
/л,(А) = ~ . |
|
||
Соотношение (4.25) с учетом (4.33) примет вид |
|||
|
1 |
л |
|
|
—= |
т.х. |
|
Из (4.34) получим |
А |
|
|
|
|
|
|
|
£ . 2А - |
|
|
|
ГПх |
|
|
или |
|
|
|
|
£ - , |
1 . |
|
|
1 V- |
|
(4.31)
(4.32)
(4.33)
(4.34)
(4.35)
(4.36)
Таким образом, соотношение (4.36) определяет оценку А пара метра А, полученную с использованием метода моментов.