Закон распределения.
Закон распределения
Используя заданную выборку, подсчитываем количество размеров попадающих в каждый интервал (если размер совпадает с границей интервала то его относят в интервал, находящийся слева по числовой оси). Для нормального закона распределения r = 2, так как закон однозначно характеризуется двумя параметрами — СКО и МО (математическим ожиданием). Число степеней свободы определяется по формуле: Числом… Читать ещё >
Закон распределения. Закон распределения (реферат, курсовая, диплом, контрольная)
1. Обработка результатов равноточных многократных измерений Обработка результатов равноточных многократных измерений с получением среднего арифметического X, среднеквадратичного отклонения Sx, и определением суммарной погрешности измерения в виде доверительного интервала — ±УДРд.
Исходные данные.
Цена деления прибора С, мм 0,010.
Результаты измерений, мм.
102,090. | 102,090. | 101,970. | 102,090. | 102,030. | 102,130. | ||||||
102,120. | 102,090. | 102,130. | 102,110. | 102,150. | 102,070. | ||||||
102,090. | 102,150. | 102,090. | 102,070. | 102,190. | |||||||
102,130. | 102,070. | 102,010. | 102,230. | 102,070. | |||||||
102,050. | 102,110. | 102,070. | 102,090. | 102,110. | |||||||
102,050. | 102,130. | 102,110. | 102,130. | 102,110. | |||||||
101,990. | 102,130. | 102,160. | 102,050. | 102,070. | |||||||
102,110. | 102,090. | 102,040. | 102,170. | 102,130. | |||||||
102,090. | 102,110. | 102,130. | 102,110. | 102,070. | |||||||
102,170. | 102,090. | 102,100. | 102,030. | 102,150. |
Доверительная вероятность Рд = 0,89 — показывает вероятность нахождения истинного значения в рассчитанном интервале.
Уровень значимости q = 0,05 — показывающий, что принятый закон рассеивания размеров не будет соответствовать реальному закону.
Сортируем значения по возрастанию:
101,97. | 102,07. | 102,09. | 102,11. | 102,11. | 102,21. | ||||||
101,99. | 102,07. | 102,09. | 102,11. | 102,13. | 102,23. | ||||||
102,01. | 102,07. | 102,09. | 102,11. | 102,13. | |||||||
102,03. | 102,07. | 102,09. | 102,11. | 102,15. | |||||||
102,03. | 102,07. | 102,09. | 102,12. | 102,15. | |||||||
102,04. | 102,07. | 102,1. | 102,13. | 102,15. | |||||||
102,05. | 102,09. | 102,11. | 102,13. | 102,16. | |||||||
102,05. | 102,09. | 102,11. | 102,13. | 102,17. | |||||||
102,05. | 102,09. | 102,11. | 102,13. | 102,17. | |||||||
102,07. | 102,09. | 102,11. | 102,13. | 102,19. |
1. Построение гистограммы Определяем величину размаха R (поле рассеяния):
R = Xmax — Xmin=102,23−101,97=0,26.
Xmax = 102,23 — наибольшее из измеренных значений.
Xmin = 101,97 — наименьшее из измеренных значений.
R = Xmax — Xmin = 0,26 (мм).
Определяем число интервалов разбиения n.
Вв соответствии с рекомендациями (ближайшее нечетное число).
n ===7,2?7.
Количество интервалов принимается ближайшим большим нечетным.
Принимаем n = 7.
Определяем ширину интервала h:
h ===0,037.
Определяем границы интервалов Xmin — Xmax.
1 интервал: Xmin1 — Xmax1.
Xmin1 = Xmin=101,97 мм.
Xmax1 = Xmin1 + h = 101,97+0,037=102,007 мм.
2 интервал: Xmin2 — Xmax2.
Xmin2 = Xmax1 = 102,007 (мм).
Xmax2 = Xmin2 + h = 102,007+0,037=102,044 (мм).
3 интервал: Xmin3 — Х max3.
Xmin3 = Xmax2 = 102,044 (мм).
Xmax3 = Xmin3 + h = 102,044+0,037=102,081 (мм).
4 интервал: Xmin4 — Xmax4.
Xmin4 = Xmax3 = 102,081 (мм).
Xmax4 = Xmin4 + h = 102,081+0,037=102,118 (мм).
5 интервал: Xmin5 — Xmax5.
Xmin5 = Xmax4 = 102,118 (мм).
Xmax5 = Xmin5 + h = 102,118+0,037?102,155(мм).
6 интервал: Xmin6 — Xmax6.
Xmin6 = Xmax5 = 102,155 (мм).
Xmax6 = Xmin6 + h = 102,155+0,037?102,192 (мм).
7 интервал: Xmin7 — Xmax7102,.
Xmin7 = Xmax6 = 102,192 (мм).
Xmax7 = Xmin7 + h = 102,192+0,037=102,229?102,23 (мм) Определяем середины интервалов Xoi.
1 интервал:
Xo1 = Xmin1 + =101,97 +=101,9885 (мм).
2 интервал:
Xo2 = Xmin2 + = 102,007+=102,0255 (мм).
3 интервал:
Xo3 = Xmin3 + = 102,044+= 102,0625 (мм).
4 интервал:
Xo4 = Xmin4 + = 102,081+= 102,0995 (мм).
5 интервал:
Xo5 = Xmin5 + = 102,118+=102,1365 (мм).
6 интервал:
Xo6 = Xmin6 + = 102,155+= 102,1735 (мм).
7 интервал:
Xo7 = Xmin7 + = 102,192+= 102,2105 (мм).
Определение количества размеров попадающих в каждый интервал mi.
Используя заданную выборку, подсчитываем количество размеров попадающих в каждый интервал (если размер совпадает с границей интервала то его относят в интервал, находящийся слева по числовой оси).
Результаты выполненных выше расчетов занесем в таблицу:
Номер интервала. | Границы интервала. | Середина интервала Xoi (ММ). | Число размеров в интервале, mi. | ||
Xmin (мм). | Xmax (мм). | ||||
101,97. | 102,007. | 101,9885. | 0,057. | ||
102,007. | 102,044. | 102,0255. | 0,057. | ||
102,044. | 102,081. | 102,0625. | 0,192. | ||
102,081. | 102,118. | 102,0995. | 0,346. | ||
102,118. | 102,155. | 102,1365. | 0,230. | ||
102,155. | 102,192. | 102,1735. | 0,076. | ||
102,192. | 102,23. | 102,2105. | 0,038. |
Используя табличные данные, строим гистограмму рассеивания единичных замеров и теоретическую кривую нормального распределения:
Рис. 1.
Рис. 2.
2. Проверка выборки на соответствие нормальному закону распределения При числе измерений свыше 50 проверка распределения на соответствие нормальному закону может выполняться по критерию Пирсона. При использовании этого критерия определяется параметр хи-квадрат по следующей формуле:
.
где Noi — теоретическая частота попадания в интервал.
Теоретическая частота попадания в интервал определяется по формуле:
ц (z) — плотность вероятности появления размеров в каждом интервале;
уx — среднеквадратичное отклонение размеров (СКО) выборки.
Считая, что СКО практически совпадает с его оценкой (уx? Sx) приведем формулу, по которой определяется оценка СКО:
В данную формулу входит величина, которая представляет среднеарифметическое значение измеряемой величины и определяется по формуле:
После подстановки 102,1 мм получим численные значения среднеарифметического и оценки СКО:
Sx=0,50 152? 0,05 мм Кроме полученных величин, для определения теоретической частоты попадания в интервал Noi необходимо знать плотность вероятности попадания размеров в каждом интервале.
Эту величину можно определить по формуле:
Так как расчеты по данной формуле достаточно сложны, значения плотности вероятности выбирают из таблицы в зависимости от безразмерного параметра Z, который для каждого интервала определяется по формуле:
Для 1 интервала:
Zo1 = -2,23 ,.
что соответствует величине ц (z) = 0,33 194.
Для 2 интервала:
Zo2 = -1,49.
что соответствует величине ц (z) = 0,131 468.
Для 3 интервала:
Zo3 = -0,75,.
что соответствует величине ц (z) = 0,301 137.
Для 4 интервала:
Zo4 = -0,0096? -0,01 ,.
что соответствует величине ц (z) = 0,398 922.
Для 5 интервала:
Zo5 = 0,7019?0,7 ,.
что соответствует величине ц (z) = 0,305 627.
Для 6 интервала:
Zo6 = 1,47,.
что соответствует величине ц (z) = 0,135 418.
Для 7 интервала:
Zo7 = 2,21,.
что соответствует величине ц (z) = 0,34 701.
Определяем теоретические значения количества деталей для каждого интервала Noi.
Для 1 интервала:
No1 =1,277.
Для 2 интервала:
No2 = 5,059.
Для 3 интервала:
No3 =11,58.
Для 4 интервала:
No4 =15,351.
Для 5 интервала:
No5 = 11,76.
Для 6 интервала:
No6 = 5,211.
Для 7 интервала:
No7 = 1,33.
На основании результатов измерений и расчета теоретических данных определяем фактическую и теоретическую частоту попадания размеров в интервал:
№ интервала. | Фактическая чистота. | Теоретическая чистота. |
0,057. | 0,025. | |
0,057. | 0,097. | |
0,192. | 0,222. | |
0,346. | 0,295. | |
0,230. | 0,226. | |
0,076. | 0,100. | |
0,038. | 0,025. |
Полученные результаты позволяют получить расчетную величину параметра хи-квадрат:
№ интервала. | Фактическая чистота. | Теоретич. Чистота. | |||
0,057. | 0,025. | 0,025. | 0,63. | 0,025. | |
0,057. | 0,098. | 0,098. | 0,960. | 0,098. | |
0,192. | 0,22. | 0,227. | 0,5 153. | 0,234. | |
0,346. | 0,295. | 0,295. | 0,8 703. | 0,295. | |
0,230. | 0,226. | 0,217. | 0,4 709. | 0,208. | |
0,076. | 0,100. | 0,109. | 0,1 188. | 0,118. | |
0,038. | 0,025. | 0,031. | 0,97. | 0,038. |
Для совпадения фактического закона распределения с теоретическим законом нормального распределения необходимо, чтобы выполнялось следующее условие:
где — теоретическое граничное значение параметра хи-квадрат, которое определяется по таблице (таблица 2 задания к контрольной работе).
Для получения табличного значения необходимо определиться с двумя параметрами:
- — уровнем значимости q, который показывает вероятность того, что законы не совпадут (q = 0,05)
- — числом степеней свободы, которое определяется в зависимости от числа интервалов n и числа определяемых по статистике параметров, необходимых для совмещения модели и гистограммы r.
Для нормального закона распределения r = 2, так как закон однозначно характеризуется двумя параметрами — СКО и МО (математическим ожиданием). Число степеней свободы определяется по формуле:
Таким образом, табличное значение .
3. Определение доверительного интервала рассеивания случайных погрешностей вокруг среднего значения В доверительном интервале, который предстоит найти с вероятностью Рд, должно находится истинное значение измеряемой величины.
Доверительные границы случайной погрешности находятся по формуле:
где — оценка СКО среднего арифметического значения, которая определяется по формуле:
Если условие выполняется, то гипотеза о совпадении экспериментального и выбранного теоретического (нормального) распределения принимается (она не противоречит данным).
Так как по условию Рд = 0,89, то значение функции Лапласа:
F (Zp) = 0,89.
Из таблицы определяем величину нормированного параметра Zp, которая соответствует данному значению функции Лапласа.
Zp = 1,6.
Таким образом, доверительный интервал случайной ошибки:
Перед определением суммарной погрешности определим ее постоянные неисключенные составляющие.
Постоянные неисключенные составляющие:
— погрешность снятия показаний со шкалы (принимается равной цене деления шкалы прибора):
мм, где С = 0,010 мм — цена деления шкалы прибора;
— систематическая неисключенная погрешность округления результата:
— неисключенная погрешность прибора (условно принимается равной цене деления шкалы прибора:
Суммирование частных постоянных погрешностей измерения производится по двум формулам:
распределение закон погрешность измерение.
где k — поправочный коэффициент, зависящий от числа слагаемых погрешностей и доверительной вероятности. В нашем случае k = 0,99.
Тогда.
Для дальнейшего расчета принимаем (выбирается наибольшее значение).
В качестве общей случайной погрешности принимаем величину доверительного интервала, полученную из экспериментов по замерам параметра:
Определение суммарной погрешности измерения:
В качестве окончательного результата принимаем большее значение.
Результат в общем виде: 102,1±0,025.