истовуваної при знаходженні меж випадкової похибки. p> е) Визначення довірчих меж похибки результату вимірювання D Р. Дана операція визначається шляхом підсумовування СКО випадкової складової Sx і меж невиключену систематичної складової q залежно від співвідношення q/Sx. p> ж) Запис результату вимірювання. Результат вимірювання записується у вигляді: X = X В± Dp, при довірчій ймовірності Р = Рд. За відсутності даних про вигляді функції розподілу складових похибки результати вимірювань представляють у вигляді х, Sx, n, q при довірчій ймовірності Р = Рд. br/>
7. Ідентифікація форми розподілу результатів
В якості способу оцінки близькості розподілу вибірки експериментальних даних до прийнятої аналітичної моделі закону розподілу використовуються критерії згоди. Найбільше поширення на практиці отримав критерій Пірсона. Ідея цього методу полягає в контролі відхилень гістограми експериментальних даних від гістограми з таким же числом інтервалів, побудованої на основі розподілу, збіг з яким визначається. Використання критерію Пірсона можливо при великому числі вимірювань (n> 50) і полягає в обчисленні величини c2:
c2 = ГҐ ((ni-Ni) 2/Ni) = ГҐ (ni-nPi) 2/nPi, (30)
де ni, Ni-експериментальні та теоретичні значення частот у i-му інтервалі розбиття; - число інтервалів розбиття;
Рi - значення ймовірності в тому ж інтервалі розбиття, відповідне обраної моделі розподілу;
c2 - є міра сумарного відхилення між моделлю і експериментальним розподілом.
Якщо обчислена за дослідними даними міра розбіжності c2 менше певного значення c2q, то гіпотеза про збіг про збіг експериментального і вибраного теоретичного розподілу приймається. Це не означає, що гіпотеза вірна. Можна лише стверджувати, що вона правдоподібна, тобто вона не суперечить досвідченим даним. Якщо ж е c2 виходить за межі довірчого інтервалу, то гіпотеза відкидається як суперечить досвідченим даним.
Методика визначення відповідності експериментального закону розподілу полягає в наступним:
визначають оцінки середнього арифметичного значення Х-середнє і СКО? за формулами:
x = 1/nГҐxi; (31)
s = Г–D (X) = Г– ((1/n-1) (ГҐ (xi-x) 2)) (32)
групують результати багаторазових спостережень за інтервалами довжиною h, число яких визначають так само, як і при побудові гістограми.
для кожного інтервалу розбивки визначають його центр xi0 і підраховують число спостережень ni, що потрапили в кожний інтервал.
обчислюють число спостережень для кожного з інтервалів, теоретично відповідне обраної аналітичної моделі розподілу. Потім знаходять значення функції щільності ймовірності f (zi). Наприклад, для нормального розподілу закону:
(zi) = (1/Г–2p) е-Zi/2 (33)
По знайденому значенню f (zi) визначають ту частину Ni наявних спостережень, яка теоретично повинна бути в кожному з інтервалів:
Ni = nhf (zi) /?, (34)
де ...
