(IV.32) математическое ожидание;
2. При отклонении фактического £ от среднего значения вид: плотности распределения не изменится, происходит лишь смещение распределения на величину Д£. Тогда плотность распределения вероятностей для этого случая будет иметь вид (рис. IV.2):
у 2л, а
12t
I2 = lo + A^2, (IV.33)
тде A|i, A|2 — приращения коэффициента |, соответствующие аварийной ситуации, когда газопровод загрязнен и когда имеется порыв соответственно. Считается, что допустимое отклонение Д|г- известно. Таким образом, математическая постановка задачи следующая.
Имеется три гипотезы: 1) гипотеза Но — случайная величина £ имеет математическое ожидание |о; 2) гипотеза Н\ — случайная величина g имеет математическое ожидание ти
Щ = 11 = Ъо-М1, (IV.34)
3) гипотеза Яг — случайная величина | имеет математическое .ожидание т?.
Щ = £2 = 'So + ASr (IV.35)
По реализации случайной величины | необходимо решить, жакая из гипотез верна, при этом заданы следующие вероятности ошибок ложного распознавания:
а) вероятность принятия гипотезы #ь когда верна На — /0 ь
б) вероятность принятия гипотезы Яо, когда верна #i—/1 о",
в) вероятность принятия гипотезы #2,
когда верна Яо — /о 2\
т) вероятность принятия гипотезы Яо, когда верна Я2 —
/2 о-
Методы проверки гипотез о среднем нормальном
распреде
лении по конечной выборке обладают
одним недостатком, а
именнно: для их реализации требуется
«накопить» значитель
ный объем информации. Кроме того, для
определения коэффи
циентов значимости, зависящих от объема выборки, необходи
мо обращаться к таблицам.
Эти недостатки особенно сказываются при использовании ЗВМ, так как в этом случае память машины используется неэффективно.
Эти недостатки не относятся к методу последовательного ■анализа. Метод последовательного анализа состоит в том, что наблюдения проводятся последовательно и после каждого на--блюдения делаются расчеты, на основании которых или проверяется «нулевая гипотеза», или принимается противопоставляемая ей альтернативная гипотеза, или же принимается решение продолжать наблюдения, причем эти наблюдения прекращаются сразу же, как только оказывается возможным сделать выводы с заранее назначенной степенью надежности. Благодаря этому при последовательном анализе число наблюдений, необходимых для достаточно обоснованных выводов, в среднем сокращается в значительной степени по сравнению с методами, требующими наперед установленного числа наблюдений.
Наиболее распространен в практике последовательный критерий отношения вероятностей Вальда (П. К-О. В) [45]. Од-
J22
нако он не гарантирует получение однозначного ответа по конечному данному числу оценок |. В результате может сложиться ситуация, в которой неопределенность остается недопустимо длительное время.
Поэтому для решения задачи предлагается использовать модифицированный последовательный критерий отношения вероятностей (М. П. К. О. В.) [45], Он заключается в том, что измерения классифицируемого параметра (коэффициента гидравлического сопротивления) проводятся до тех пор, пока последовательное отношение вероятностей L удовлетворяет неравенству
е*<"> < 1Я < еМ»>, ■ (I.V.35)
где gi(n)—монотонно возрастающая функция п; g2(«)—монотонно не убывающая функция,/?; п — номер измерения.
Обычный последовательный критерий Вальда можно рассматривать как частный случай М. П. К. О. В., при этом gi(n), g2(n) постоянны.
Использование М. П. К. О. В. позволяет управлять средним числом измерений |, необходимым для получения окончательного решения, а также вероятностью ложного распознавания. Функции g\{n), g2(n) определяются по формулам [45]
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.