- •Содержание
- •Введение
- •1. Оценки истинного значения измеряемой величины
- •1.1. Понятие о типах оценок и их свойствах
- •1.2. Точечные оценки
- •1.3. Доверительные оценки при равноточных измерениях
- •2. Метод наименьших квадратов (мнк)
- •3. Численное интегрирование
- •4. Задания контрольной работы
- •Контрольные вопросы
- •Литература
1.3. Доверительные оценки при равноточных измерениях
Доверительные оценки истинного значения α измеряемой величины будем рассматривать в предположении, что случайные ошибки измерения подчинены нормальному закону распределения вероятностей и только симметричные доверительные оценки, которые имеют вид неравенств
или (3)
где - среднее арифметическое значение (1) или (2).
Величина δ определяется по заданной доверительной вероятности (надежности оценки) , обычно надежность задается в виде одного из трех уровней 0,95; 0,99 или 0,999.
а) Доверительная оценка при известной точности измерений.
Если заранее известна средняя квадратическая ошибка G (или другая связанная с ней характеристика точности измерений), то доверительная оценка (3) имеет вид
(4)
где n – число измерений, а значение t=t( ) определяется по заданной доверительной вероятности из условия
2Φ(t)= (5)
т .е. находится по таблице II.
Таким образом, здесь .
б) Доверительная оценка при неизвестной точности измерений.
Если средняя квадратическая ошибка заранее неизвестно, то вместо нее используют эмпирический стандарт (исправленное среднее квадратическое отклонение)
(6)
( где s* - среднее квадратическое отклонение) который служит оценкой параметра G.
При этом доверительная оценка (3) принимает вид
(7)
и ли , (к = n-1),
г де множитель t( ; к) зависит уже не только от доверительной вероятности, но и от числа измерений n (к = n-1). Значения этого множителя для различных значений k ≥4 приводятся в таблице IV, составленной с помощью так называемого распределения Стьюдента, т.е. распределения вероятностей отношения : значения t=t(ss ;к) определяются так, что
..
Распределение Стьюдента зависит от одного параметра k, который называется числом степеней свободы; для рассматриваемой задачи число степеней свободы k связано с числом измерений n соотношением k=n-1.
Пример 1.1.
Даны результаты N=30 измерений:
хк |
109 |
112,5 |
116 |
119,5 |
123 |
126,5 |
130 |
133,5 |
137 |
mк |
1 |
2 |
3 |
5 |
7 |
6 |
3 |
2 |
1 |
где mк – частота хк
а) требуется оценить истинное значение измеряемой величины а с надежностью Р = 0,99, предполагая, что случайные ошибки измерения подчинены нормальному закону распределения вероятностей;
б) х*=144 результат тридцать первого измерения исключен как «выскакивающее». С какой надежностью исключен из рассмотрения х*?
Решение. а) Истинное значение измеряемой величины а равно математическому ожиданию случайной величины Х, принимающей конкретные значения хк. Поэтому задача сводится к оценке математического ожидания (при неизвестном G ) при помощи доверительного интервала
п окрывающего а с заданной надежностью Р =0,99.
Вычислим среднее арифметическое и эмпирический стандарт s всех тридцати измерений. Вычисление этих величин значительно упрощается, если отсчет значений хк вести от подходящим образом выбранного начала отсчета с и в подходящем масштабе. Практически это сводится к линейной замене
хк= с +huк (к=1, 2, …, n).
При такой замене расчетные формулы принимают вид
, где
, где
Для контроля вычислений весь расчет повторяют с другими началом отчета с1: результаты должны совпасть с точностью до возможных ошибок округления. Для проведения вычислений составляем таблицу: первые два столбца исходные данные; выбирая за начало отсчета с=123 и полагая h=3,5 подсчитываем значения
для третьего столбца. Сумма чисел четвертого и пятого столбцов дают все данные для расчета и s*. В последних трех столбцах проведены контрольные расчеты при другом начале отсчета с1=126,5, что соответствует сдвигу uк=vк+1
Исходные данные |
Расчет |
Контроль |
|||||
хк |
mк |
uк |
mк uк |
mк uк2 |
vк |
mк vк |
mк vк2 |
109 |
1 |
-4 |
-4 |
16 |
-5 |
-5 |
25 |
112,5 |
2 |
-3 |
-6 |
18 |
-4 |
-8 |
32 |
116 |
3 |
-2 |
-6 |
12 |
-3 |
-9 |
27 |
119,5 |
5 |
-1 |
-5 |
- |
-2 |
-10 |
20 |
123 |
7 |
0 |
0 |
0 |
-1 |
-7 |
7 |
126,5 |
6 |
1 |
6 |
6 |
0 |
0 |
0 |
130 |
3 |
2 |
6 |
12 |
1 |
3 |
3 |
133,5 |
2 |
3 |
6 |
18 |
2 |
4 |
8 |
137 |
1 |
4 |
4 |
16 |
3 |
3 |
9 |
сумма |
30 |
- |
1 |
103 |
- |
-29 |
131 |
С помощью полученных сумм подсчитываем средние:
, ,
Контрольные расчеты дают те же результаты:
Используя формулу s=s* находим:
Далее по таблице IV находим t(0,99; 29)=2,758 и
,
,
Ответ: Интервал (119,846; 126,487) покрывает истинное значение а измеряемой величины с надежностью 99%.
б) Вычислим отношение и сравниваем с критическими значениями tn( ) из таблицы III. При данном числе n=30 приемлемых результатов это отношение t=3,166 оказалось между t30(0,99)=2,802 и t30(0,999)=3,719, следовательно с надежностью вывода, большей =0,99, можно считать, что «выскакивающее» значение х*=144 содержит грубую ошибку.
Ответ: х*=144 исключен из дальнейшего рассмотрения с надежностью более 99%.