Материал: Методические указания к проведению практических занятий и самостоятельной работы по дисциплинам. Основы метрологии, стандартизации, сертификации и контроля качества. Сотникова О.А., Мартыненко Г.Н
|
|
|
|
|
|
|
|
S x = S |
|
|
n = 0,0005 ∙ 36 |
=0,003 мм. |
|||
x |
|||||||
1 |
|
|
|
|
|||
Для второй серии опытов представленные в условии задачи данные говорят о том, что измерение было проведено сродством измерения имеющим более
|
|
|
|
|
|
|
высокую точность: Sx |
S |
|
|
9 0,0015мм. Результаты на первый взгляд кажутся |
||
x |
||||||
|
2 |
|
|
|||
одинаковыми; истинный размер Q с вероятностью 68% лежит в пределах 0,5 мкм от размера 25,01 мм. Однако второй результат хуже, так как его оценка Sx определена менее надежно. Среднее квадратическое отклонение, Sx будет получаться различным при повторном его определении с тем же значением n и дисперсия его зависит от числа n.
1.6. Определение доверительных интервалов для истинного значения измеряемой величины при неизвестных параметрах распределения результатов наблюдения
Приведение многократных измерении позволяет значительно ( в 
n раз) сократить 68%-ный интервал для истинного значения, если осуществлять его оценку средним арифметическим.
Значение погрешности
(39)
Тогда результат измерения записывается в следующем виде
; P=…%
(40)
где Х среднее арифметическое.
Задача 1.3. Проведено 16 измерений размера L, рассчитано значение L=20,001 мм. Среднее квадратическое отклонение результата однократного наблюдения определено ранее и равно σL=0,0004 мм. Определить границы для истинного значения с доверительной вероятностью Р=0.9973. Распределение результатов Li описывается законом Гаусса.
Пояснения к решению задачи 1.3.
Определяем значение функции распределения Ф(z) для заданной доверительной вероятности
По табл. П.2 находим, что Ф(z) = 0,99865 при z = 3. Следовательно, tp=z=3 и доверительная граница погрешности результатов измерения ∆p=3σL/ 
16 =3∙0,0004/4=0,0003 мкм. Результат измерения запишется в следующем виде:
16
L=20,001 ± 0,0003; Р = 99,73%.
Часто экспериментатор перед началом измерений не знает значения дисперсии результатов наблюдений. В этом случае параметры распределения в виде их оценок определит непосредственно из опытных данных.
Если распределение результатов наблюдений нормальное, а их дисперсия неизвестна, то используется отношение
(41)
называемое дробью Стьюдента. Входящие в него величины Х и Sx вычисляют на основании опытных данных, они представляют собой точечные оценки математического ожидания и среднего квадратического отклонения результатов наблюдений. Величина t имеет распределение Стьюдента.
В общем виде величина t должна удовлетворять следующим условиям: -представлять собой дробь вида
(42)
-величины х и V независимы; -величина х распределена нормально;
- величина V имеет распределение хи-квадрат (х2) Пирсона с k степенями свободы.
При этих условиях плотность вероятности величины t имеет вид
(43)
где Вk зависит только от числа степеней свободы и выражается с помощью гамма-функции
(44)
Распределение Вида (43) величины t называется распределением Стьюдента с k степенями свободы.
Вероятность того, что величина t, выраженная через статистические параметры распределения и определяемая по формуле (41) на основании результатов наблюдения, примет некоторое значение в интервале (-tp; +tp)
17
(45)
Распределение Стьюдента задается о виде таблиц значений вычисленных по формуле (45), для различных значений доверительной вероятности Р в пределах 0,1 ... 0,99 при k =n-1=1,2,…,30. Значения tp приведены в табл. П.З.
Таким образом, с помощью распределения Стьюдента могут быть определены с заданной доверительной вероятностью у Р доверительные границы для истинного значения измеряемой величины на основании ограниченного числа наблюдений. Эти границы определяются величиной ∆р=tp∙ S x . Итог изме-
рения записывается в виде, аналогичном (40).
Задача 1.4. В результате девятикратных наблюдений при измерении величины получены следующие оценки параметров распределении результатов наблюдения: L = 20,001 кПа и Sx=0,0004 кПа. Известно, что результаты Li распределены нормально. Определить предельную погрешность ∆р на основании опытных данных с вероятностью Р= 0,95.
Пояснения к решению задачи 1.4.
Из условия задачи следует, что имеются все основания для применения распределения Стьюдента. Значение tp определим по табл. П.З для Р = 0,95 и k = n -1= e. Это значение tp = 2,306. Доверительная граница погрешности
Результат измерения запишем о следующем виде:
L= (20,001 ± 0,00031) кПа; Р = 95%.
Сравним полученный результат измерений, с результатом измерения, который будет получен в случае, если среднее квадратическое отклонение известно заранее и равно σх=0,004 кПа. Доверительная вероятность Р при этой определится функцией нормального распределения по значению tp на основании зависимости (39).
Для Р=0,95 по табл. П.2 найдем tp=2, и предельная погрешность,
то есть истинное значение измеряемой величины будет определено более точно с той же вероятностью
L=(20,001±0,00027) кПа; P=0,95.
18
1.7. Определение доверительного интервала для среднего квадратического отклонения по эмпирическим данным
Закон распределения суммы квадратов k независимых нормальнораспределенных случайных величин с нулевым математическим ожиданием и единичной дисперсией носит название хи-квадрат (х2) распределения.
Для каждой вероятности Р можно рассчитать " Р∙100%-ный предел", то есть такое число Х р 2 , при котором
Такое распределение имеет величина
(46)
то есть произведение, числа степеней свободы на отношение эмпири-
ческой дисперсии к истинной. |
|
|||
Так как величина |
Х k |
2 по (46) существенно-положительна, то кривая ее |
||
интегральной |
функции |
распределения начинается из нуля при Х k |
2 =0 |
|
и имеет вид |
|
|
|
|
|
|
|
(47) |
|
Значения |
Х 2 k , p , соответствующие различным вероятностям Р того, |
что |
||
отношение (46) в данном опыте будет меньше Х 2 k , p , приведены в табл. П.4 и определяются для различных чисел степеней свободы k и вероятностей Р.
Пользуясь указанной таблицей, можно найти доверительный интервал для оценки дисперсии результатов наблюдений при заданной доверительной вероятности α. Этот интервал определяется таким образом, чтобы вероятность выхода дисперсии за границы интервала не превышала некоторой величины
q=1-α , |
причем вероятности выхода за обе границы интервала были бы равны |
||
между собой и составляли величину q/2. Границы такого интервала для Х k |
2 |
||
вероятностей P1=q/ 2=(1-α)/2 и P2=1-q/2=(1+α)/2, то |
есть значения Х 2 k ,q / 2 и |
||
Х 2 k ,1 q / 2 |
находим по табл. П.4. |
|
|
Для среднего квадратического отклонения границы могут быть определе- |
|||
ны из следующего выражения: |
|
|
|
|
= |
(48) |
|
19
Полученное условие означает, что с вероятностью α=1-q истинное значение σх среднего квадратического отклонения результатов наблюдений лежит в интервале значений S x1 и Sx2 , полученных на основании опыта данных.
Эти границы определяются по следующим формулам:
(49)
Задача 1.5. Даны результаты двадцати измерении тепловой мощности θ,
кВт: |
|
|
|
10,305 |
10,306 |
10,308 |
10,309 |
10,308 |
10,309 |
10,313 |
10,308 |
10,312 |
10,310 |
10,305 |
10,307 |
10,309 |
10,303 |
10,307 |
10,309 |
10,304 |
10,308 |
10,308 |
10,310 |
Определить доверительные границы для среднего квадратического отклонения результатов наблюдений.
Пояснения к решению задачи 1.5.
В качестве оценки математического ожидания тепловой мощности принимают среднее арифметическое из полученных при измерении результатов
Квт
Точечная оценка среднего квадратического отклонения результатов наблюдений составляет
Квт
Приняв уровень доверительной вероятности α=0,9=90% находим для числа степеней свободы k=20-1=19 в табл. П.4 для значений Р=(1-α)/2=q/2 и
Р=(1+α)/2=1-q/2:
Границы доверительного интервала для среднего квадратического отклонения вычисляем по формулам (49)
Квт
20