- •2. Попередня обробка результатів вимірювань
- •2.1. Виключення грубих похибок
- •2.2. Способи виключення систематичних похибок
- •2.2.1. Аналітичне виключення систематичних похибок
- •2.2.2. Експериментальне виключення систематичних похибок
- •Звідки отримуємо
- •2.2.3. Рандомізація
- •2.3. Групування експериментальних даних
- •Таблиця 2.1
- •Причому
- •2.4. Експериментальне встановлення
- •2.4.1. Визначення центра розподілу похибок (дійсного значення вимірюваної величини)
- •2.4.2. Визначення експериментальних моментів розподі-лу похибок
- •2.4.9. Визначення інформаційних характеристик розподілу похибок
- •2.5. Критерій 2 (Пірсона)
- •Таблиця 2.3
- •2.6. Критерій 2 (Мізеса – Смірнова)
- •2.7. Складовий критерій
- •2.8. Критерій w
- •2.9. Графоаналітичний спосіб перевірки
- •Нормованої функції Лапласа
- •Додаток 14. Залежність y від значення інтеграла Лапласа ф(y)
2.4.1. Визначення центра розподілу похибок (дійсного значення вимірюваної величини)
При цьому вибирають одну з наступних чотирьох оцінок:
-визначають середнє арифметичне за формулами
; , (2.15)
де ; = 0,05 або = 0,1 для випадку, коли з кожного кінця варіаційного ряду, тобто ряду значень результатів, розміщених в порядку зростання, виключають по l значень з кінців для отримання більш стійкої оцінки центра розподілу похибок.
-визначають медіану Ме – значення випадкової величини (похибки), при якому , за формулами:
якщо n – парне, , (2.16)
якщо n – непарне, . (2.17)
-визначають центр розмаху за формулою
. (2.18)
-визначають центр серединного розмаху згідно з виразами:
якщо n – кратне 4 , (2.19)
якщо n – парне , (2.20)
якщо (n–1) – кратне 4 , (2.21)
якщо (n+1) – кратне 4 . (2.22)
Тобто центр серединного розмаху – це середина варіаційного ряду без кінців, урізаних приблизно на .
Найбільш ефективні оцінки центра розподілу похибок такі:
-для симетричних експоненціальних розподілів похибок з 0<æ<0,45 – медіана Ме;
-для розподілів похибок, близьких до нормального закону з 0,45æ<0,67 – середнє арифметичне – яке зай-має медіанне положення;
-для розподілу похибок з крутими спадами, близькими до законів рівнозмінної густини і арксинусоїдальному, з 0.67æ<1 – центр розмахуXR ;
-для інших розподілів похибок з 0.67æ<1 – центр серединного розмахуXR2.
æ – контрексцес розподілу похибок, визначення якого ми дамо пізніше.
2.4.2. Визначення експериментальних моментів розподі-лу похибок
Початкові і центральні експериментальні моменти обраховують згідно з такими виразами
; ;
; ; 2.23)
; ;
; .
Причому центральні моменти можна обчислити, знаючи початкові згідно зі співвідношеннями (1.27).
2.4.3. Визначення параметрів розсіювання похибок
Незміщену оцінку дисперсії і середнього квадратичного відхилення визначають за формулами
, (2.24)
. (2.25)
2.4.4. Визначення параметрів гостровершинності розподілу похибок
Ексцес визначають за формулою (1.27)
.
Коефіцієнт ексцесу за формулою (1.28)
.
Контрексцес визначають згідно з виразом
æ(0 < æ < 1). (2.26)
2.4.5. Визначення границь промахів
Промахами (тобто грубими похибками) вважають похибки, відхилення яких від центра розподілу суттєво перевищують значення, які ще виправдовуються об’єктивними умовами вимірювання, і для яких виконуються нерівності xГі xГ, деxГ- і xГ+ – границі промахів, що визначаються з виразу
XГ(1+1,3(æ -2 – 1)1/2). (2.27)
Після усунення із вибірки промахів повторюють обчислення згідно з підпунктами 2.4.1 – 2.4.5.
2.4.6. Визначення параметрів асиметрії розподілу похи-бок
Коефіцієнт асиметрії розподілу похибок визначають за формулою (1.26): , а середнє квадратичне відхилення коефіцієнта асиметрії – згідно виразу
. (2.28)
Розподіл похибок вважається симетричним, якщо викону- ється умова
. (2.29)
2.4.7. Визначення показника форми розподілу похибок
Показник форми розподілу похибок зв’язаний з ексцесом Е функціональною залежністю
, (2.30)
де Г – гамма-функція.
Показник форми визначається за графіком (рис. 2.4) його залежності від ексцесу Е.
2.4.8. За експерименталь-ними даними будують гістограму і полігон розподілу похибок згідно з методикою 2.3. Причому, знаючи контрексцес æ, число інтервалів групування r, буде точнішим, якщо його визначати з формули
r = 4/æ. (2.31)
Значення r округлюють до більшого непарного числа.
Зазначимо, що гістограма або полігон можуть мати не одну, а дві або декілька вершин, тобто екстремальних значень, наявність яких важко пояснити випадковими коливаннями впливаючих величин. В цьому випадку найбільш вірогідно, що варіаційний ряд складено за суттєво різних умов вимірювання. Тому в цьому випадку слід ретельно проаналізувати умови вимірювання і повторити експеримент, суворо дотримуючись однакових умов вимірювання при знятті всіх експериментальних даних.