Из изложенного следует, что в качестве точечной оценки истинного значения величина а должно приниматься среднеарифметическое значение результатов измерений (СА):
· Для равноточных измерений:
,
(9)
где: - обозначение среднеарифметического,
n – число измерений
- отдельная (i-я)
измеренная величина.
· Для неравноточных измерений – взвешенное среднее арифметическое
, (9а)
где: Рi – веса измерений при
условии
Особенности СКО: |
Среднеквадратичная ошибка среднеарифметического при конечном числе n всегда меньше СКО измерений отдельных величин Х: |
Доверительный интервал при известной :
(10)
где: n – число измерений
t = t(P) – определяется по заданной доверительной вероятности Р их таблиц для Р=2Ф(t) (формулы 3,4).
Данная оценка,
т.е. через нахождение t(P)
по табличным значениям интеграла вероятностей Р=2Ф(t),
возможна только при известной точности измерений: известны D(X), .
3.2. Доверительная оценка при неизвестной точности измерений
На практике, когда
количество измерений n ограниченно, точность
измерений заранее не известны. Тогда в
качестве оценки также служит среднеарифметическое значение результатов
измерений, (
- математическое ожидание никто не
отменял) определяемое по формуле (9, 9а), но взамен СКО
используется эмпирический
стандарт СКО
(11)
что совершенно очевидно следует из преобразования (8) в дискретную форму.
Здесь -
число степеней свободы
А доверительный интервал
теперь зависит нет только от доверительной вероятности Р, но и от числа степеней свободы (числа измерений):
(12)
множитель - определяется по табличным
значениям распределения Стьюдента (распределения вероятностей
для
)
Чем больше испытаний n, тем ближе t(P,k) к t(P) по интегралу вероятностей Р=2Ф(t).
При данной оценке
доверительный интервал значительно шире, чем при известных и
.
Оценка по правилу трех сигм:
Отклонение истинного значения от СА результатов измерений не превосходит устроенной СКО этого среднего значения
(13)
Надежность оценки
Таб.1.
n |
5 |
10 |
20 |
50 |
150 |
P |
0,96 |
0,985 |
0,993 |
0,996 |
0,997 |
Необходимое количество измерений
Необходимое
количество измерений определяется в зависимости от надежности Р и
отношения , где s
– будущий эмпирический стандарт:
Таб.2
Р q |
0,90 |
0,95 |
0,99 |
1,0 |
5 |
7 |
11 |
0,5 |
13 |
18 |
31 |
0,1 |
273 |
387 |
668 |
0,05 |
1084 |
1540 |
2659 |
Исключение грубых ошибок
·
Наиболее простой способ состоит в применении правила трех сигм:
все значения, выходящие за пределы интервала ,
считают грубыми ошибками.
· Более строгий способ:
- для
«выскакивающего» значения определяем
отношение
.
- сравниваем t с табличными критическими значениями для заданной надежности Р и
числа испытаний n
- если , то
-
грубая ошибка
при Р=0,95
Табл.3
n |
5 |
7 |
10 |
15 |
20 |
50 |
100 |
|
3,04 |
2,62 |
2,37 |
2,22 |
2,145 |
2,03 |
1,994 |
3.3. Проверка нормальности распределения
Все приведенные доверительные оценки основаны на гипотезе нормальности закона распределения случайных ошибок измерения.
Если возникло сомнение в нормальности закона распределения , то надо произвести достаточно большое число измерений и произвести проверку по одному из критериев.
· Предварительная оценка
Предварительная, весьма грубая оценка производится через коэффициент вариации
(14)
Если , можно принимать нормальность
распределения полученных результатов.
· Приближенный метод поверки
В этом случае
определяются центральные моменты третьего и
четвертого
порядка. Их оценка:
;
(15)
В случае
нормального распределения ,
(16)
При этом более точно сравнить следующие величины:
показатель
асимметрии и эксцесс
(17)
с их среднеквадратическими ошибками
,
(18)
Если хотя
бы одна из характеристик по абсолютной
величине значительно (в 2-3 раза) превосходит свою СКО, то нормальность
распределения – под сомнением и требует проверки более тщательным методом.
·
Проверка по критерию соответствия (хи
– квадрат) .
- Результаты
измерений (свободные от систематических ошибок) группируются по интервалам,
покрывая всю ось . Количество данных в
каждом интервале – не менее пяти. В каждом интервале
подсчитывают
число
результатов.
- Вычисляют
вероятность попадания в эти интервалы для
случая нормального распределения:
,
где Ф – интеграл вероятностей по ф.(3,4) – табличный,
;
- Вычисляем
сумму (19)
где: j – число всех интервалов ,
- число всех результатов.
Если полученное по
(19) значение будет больше
соответствующего критического, то с надежностью Р распределение
отличается от нормального.
Малая величина не служит доказательством
нормальности распределения.
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.