- •Лекція №1
- •1.1 Опрацювання результатів прямих вимірювань
- •1.1.1 Принципові основи оцінювання похибок вимірювань
- •1.1.2 Оцінка результату і похибки прямих вимірювань
- •1.1.3 Оцінка похибки прямих одноразових вимірювань
- •1.1.4 Оцінка результату і похибки прямих багаторазових вимірювань
- •1.1.5 Опрацювання результатів прямих одноразових вимірювань
- •1.1.6 Опрацювання результатів багаторазових прямих вимірювань
- •1.1.7 Опрацювання результатів прямих нерівноточних вимірювань
- •1.2 Опрацювання результатів опосередкованих вимірювань
- •1.2.1 Оцінка результату і похибки опосередкованих вимірювань
- •1.2.2 Опрацювання результатів опосередкованих вимірювань з лінійною залежністю
- •1.2.3 Опосередковані вимірювання при нелінійній залежності
- •1.2.4 Систематична похибка опосередкованих вимірювань при нелінійній залежності
- •1.2.5 Результат і похибка опосередкованих вимірювань
- •1.3 Оцінка результатів і похибок сумісних та сукупних вимірювань
- •Питання для самоперевірки
- •Лекція №2
- •2 Статистична перевірка гіпотез
- •2.1 Поняття статистичної гіпотези. Припустима і критична області. Статистичний критерій
- •Питання для самоперевірки
- •2.2 Гіпотези про параметри розподілу. Виникнення помилок першого та другого роду. Визначення обсягу випробувань
- •Питання для самоперевірки
- •2.3 Параметричні критерії розбіжностей для двох сукупностей. Критерії Фішера і Кохрена
- •Питання для самоперевірки
- •2.4 Критерії згоди
- •Питання для самоперевірки
- •2.5 Непараметричні критерії
- •Питання для самоперевірки
- •2.6 Перевірка гіпотез відносно частки ознаки порівняння двох вибірок
- •Питання для самоперевірки
- •Завдання планування експерименту
- •Лукція №3
- •3. Регресійний аналіз
- •3.1 Кореляційна залежність
- •3.2 Два основних завдання вимірювання зв’язків
- •3.3 Емпірична лінія регресії
- •3.4 Метод найменших квадратів
- •3.5 Множинний регресійний аналіз
- •3.6 Нелінійна регресія
- •Лекція №4
- •4. Активний експеримент
- •4.1 Ортогональні плани першого порядку
- •4.2 Повний факторний експеримент
- •4.3 Дисперсія відтворюваності
- •4.4 Оцінка адекватності апроксимуючої залежності досліджуваного
- •4.5 Оцінка значущості коефіцієнтів апроксимуючої залежності, взятій у вигляді алгебраїчного полінома, в сенсі відмінності значень цих коефіцієнтів від нуля
- •4.6 Обробка результатів експерименту
- •4.7 Дрібний факторний експеримент
- •4.8 Складання планів другого порядку
- •4.9 Ортогональні центрально-композиційні плани
- •Лекція №5
- •5. Планування експерименту при відшуканні екстремальної області
- •5.1 Класичні методи визначення екстремуму
- •5.2 Факторні методи визначення екстремуму
- •Лекція №6
- •6. Дисперсійний аналіз при експериментальному дослідженні
- •6.1 Однофакторний дисперсійний аналіз
- •Лекція №7
- •7. Приклади та завдання
- •Список літератури
1.3 Оцінка результатів і похибок сумісних та сукупних вимірювань
Загальною ознакою сумісних і сукупних вимірювань, відповідно до їх визначення, є те, що значення шуканих величин отримують як розв’язок системи рівнянь, які пов’язують шукані величини з деякими іншими величинами, вимірюваними прямими або опосередкованими методами. Причому вимірюють декілька комбінацій значень цих величин. Вимірювання, проведені для кожної комбінації, дозволяють одержати одне рівняння, а сукупність цих рівнянь для всіх комбінацій являє собою систему рівнянь, в яку входять також усі значення шуканих величин [58].
При сукупних та сумісних вимірюваннях невідомі величини хі , що підлягають безпосередньому вимірюванню, визначають за результатами вимірювання інших величин, які функціонально пов'язані з ними
φ(х1, х2,..., хп) = yj, (1.75)
де і = 1,2,.., п - порядковий номер невідомих величин х; j = 1,2,.. , m - порядковий номер прямих вимірювань величин у .
Якщо результати прямих вимірювань Y містять випадкові похибки, то вони мають місце і в результатах сукупних (сумісних) вимірювань величин хi. Розглянемо три випадки.
1 .Очевидно, що для т < п систему розв'язати неможливо.
2.Для т = п розв'язання можливе, але похибки результатів вимірювання величин хi будуть, як і для прямих одноразових вимірювань, значними, і числові значення цих похибок залишаються невідомими.
З.Для т > п систему знову неможливо розв'язати алгебрично, оскільки ці рівняння несумісні, так як праві частини рівнянь замість точних значень Yi містять результати їхніх вимірювань уi = Yi + ΔΥi із випадковими похибками ΔΥi.
Проте в останньому випадку для нормального закону розподілу похибок вимірювання величини уi можна знайти таку сукупність значень х, яка з найбільшою ймовірністю задовільняла б початкові умови φ(x1 ,х2 ,...,хп ) = уi . Це можна здійснити за допомогою методу найменших квадратів (принципу Лежандра).
Такий спосіб обробки експериментальних даних для сукупних (сумісних) вимірювань доцільно застосовувати для лінійних функцій. В інших випадках обробка результатів значно ускладнюється.
Тому розглянемо випадок, коли функції φj лінійні
(1.76)
Представимо систему більш компактно:
. (1.77)
Тут індекси при коефіцієнтах а показані у послідовності «рядок-стовпець».
Ці рівняння називають умовними. Через наявність похибок праві частини рівнянь дорівнюють не нулю, а деяким залишковим похибкам:
. (1.78)
Згідно з принципом Лежандра, найбільш імовірними значеннями невідомих величин хi для цього випадку будуть такі, для яких сума квадратів залишкових похибок мінімальна
. (1.79)
Необхідною умовою такого мінімуму повинна бути рівність нулю похідних
і = 1, 2, ..., n. (1.80)
Підставивши в останню формулу значення vi, отримують систему нормальних рівнянь
h = 1, 2, …, n, (1.81)
яку в розгорнутому вигляді представляють наступним чином
(1.82)
Індекси при коефіцієнтах b показані в послідовності «рядок-стовпець» (h - і).
Оскільки кількість нормальних рівнянь завжди дорівнює кількості невідомих, то така система має розв'язок.
Методика отримання системи нормальних рівнянь полягає у знаходженні часткових похибок від кожної vj по кожній з невідомих хi шляхом перемноженням цих похідних на відповідні значення vj та додаванні їх для кожної невідомої хі
(1.83)
Сукупність даних виразів представляє собою систему з п нормальних рівнянь.
Визначемо нормальні рівняння для n = 2.
Припустимо, що в результаті сукупних (сумісних) вимірювань отримано систему
(1.84)
Система нормальних рівнянь матиме вигляд:
(1.85)
Коефіцієнти bhi визначають з виразів
b11 = ; b12 = b21 = ; b22 =
Тоді значення ch визначають
c1 = c2 =
Розв’язок системи нормальних рівнянь проводиться наступним чином.
Якщо кількість невідомих п ≤ 4, то систему нормальних рівнянь доцільно розв'язувати за допомогою визначників. Розглянемо розв'язок систем нормальних рівнянь для п = 2 .
У цьому випадку складаємо та обчислюємо головний визначник цієї системи рівнянь
D = (1.86)
Далі складаємо та обчислюємо часткові визначники D1 та D2, замінивши коефіцієнти b при відповідних невідомих на вільні члени с в системі
D1 = , D2 = .
Знаходимо найбільш імовірні значення невідомих
Середні квадратичні значення результатів сукупних (сумісних) вимірювань. Після підстановки найбільш імовірних значень х до умовних рівнянь
, j = 1, 2, …, m, знаходимо значення залишкових похибок vj, визначаємо v та суму квадратів залишкових похибок .
Середнє квадратичне відхилення результатів сукупних (сумісних) знаходять за формулою
, (1.87)
де т - кількість умовних рівнянь; п - кількість невідомих; Аhi - ад'юнкти (алгебричні доповнення) елементів bhi головної діагоналі визначника D (для h = і), які отримують викресленням h -го рядка та і -го стовпця, відповідних даному елементу bhi , з наступним домноженям на (—1)h+1.
Для п = 2 ад'юнкти: А11 = b22 , А22 = b11.
Довірчі границі випадкової складової похибки сукупних (сумісних) вимірювань. Задавшись значенням довірчої ймовірності, знаходимо відповідне значення коефіцієнта довіри tр. У цьому випадку число ступенів вільності дорівнює:
k = m – n ; (1.88)
Довірчі границі випадкової похибки сукупних (сумісних) вимірювань становлять:
Δі = ± tр∙ S (1.89)