Определение точечных оценок закона распределения результатов измерения
На этом этапе определяем среднее арифметическое значение массива экспериментальных данных :
где n – количество отсчетов в массиве экспериментальных данных.
В качестве оценки центра распределения среднее арифметическое значение применяется для класса распределений, близких к нормальным. Но для симметричных экспоненциальных островершинных распределений наиболее эффективной является оценка медианы. Медиана — это такое значение признака, которое разделяет ранжированный ряд распределения на две равные по числу результатов измерения части.
Произведем ранжирование ряда измерений:
Для нахождения медианы нужно отыскать значение признака, которое находится на середине упорядоченного ряда
при четном n,
Для равномерного, трапецеидального распределений целесообразно определять оценку центра размаха
хр = (х1+xn) / 2=(208+210)/2=209
С целью оценки рассеяния массива экспериментальных данных относительно среднего арифметического определяем несмещенную оценку дисперсии и среднее квадратическое отклонение (СКО) :
Для упрощения расчетов заполним вспомогательные таблицы 2.2 со значениями и 2.3 со значениями .
Таблица 2.2 - Значения
-11,6 | -11,6 | -1,6 | -5,6 | -2,6 | -9,6 | 10,4 | -0,6 | 9,4 | -10,6 |
-1,6 | -12,6 | -1,6 | -1,6 | -9,6 | 18,4 | 12,4 | -5,6 | 21,4 | 1,4 |
-3,6 | -2,6 | 22,4 | 4,4 | 5,4 | -7,6 | 9,4 | 19,4 | -3,6 | 0,4 |
13,4 | -6,6 | 8,4 | -0,6 | 5,4 | 2,4 | -18,6 | -14,6 | 7,4 | -1,6 |
-13,6 | -7,6 | -3,6 | 3,4 | 1,4 | 3,4 | -11,6 | 10,4 | -3,6 | 0,4 |
8,4 | -0,6 | -6,6 | 7,4 | -4,6 | -8,6 | -2,6 | 2,4 | 3,4 | -11,6 |
1,4 | -5,6 | -4,6 | -2,6 | -10,6 | 10,4 | -14,6 | -3,6 | -11,6 | 3,4 |
5,4 | 5,4 | -11,6 | -2,6 | -7,6 | 16,4 | 5,4 | -8,6 | 10,4 | 7,4 |
1,4 | -4,6 | 8,4 | -5,6 | -14,6 | -1,6 | 9,4 | -4,6 | 5,4 | 10,4 |
4,4 | 10,4 | 9,4 | 11,4 | 6,4 | -10,6 | -11,6 | 1,4 | 6,4 | -9,6 |
Таблица 2.3 - Значения
133,63 | 133,63 | 2,43 | 30,91 | 6,55 | 91,39 | 108,99 | 0,31 | 89,11 | 111,51 |
2,43 | 157,75 | 2,43 | 2,43 | 91,39 | 340,03 | 154,75 | 30,91 | 459,67 | 2,07 |
12,67 | 6,55 | 503,55 | 19,71 | 29,59 | 57,15 | 89,11 | 377,91 | 12,67 | 0,19 |
180,63 | 43,03 | 71,23 | 0,31 | 29,59 | 5,95 | 344,47 | 211,99 | 55,35 | 2,43 |
183,87 | 57,15 | 12,67 | 11,83 | 2,07 | 11,83 | 133,63 | 108,99 | 12,67 | 0,19 |
71,23 | 0,31 | 43,03 | 55,35 | 20,79 | 73,27 | 6,55 | 5,95 | 11,83 | 133,63 |
2,07 | 30,91 | 20,79 | 6,55 | 111,51 | 108,99 | 211,99 | 12,67 | 133,63 | 11,83 |
29,59 | 29,59 | 133,63 | 6,55 | 57,15 | 270,27 | 29,59 | 73,27 | 108,99 | 55,35 |
2,07 | 20,79 | 71,23 | 30,91 | 211,99 | 2,43 | 89,11 | 20,79 | 29,59 | 108,99 |
19,71 | 108,99 | 89,11 | 130,87 | 41,47 | 111,51 | 133,63 | 2,07 | 41,47 | 91,39 |
Тогда .
Дисперсия имеет размерность квадрата случайной величины и выражает как бы мощность рассеяния относительно постоянной составляющей. СКО имеет размерность случайной величины и является действующим значением рассеяния этой величины.
Оценка СКО среднего арифметического значения:
Чтобы оценить асимметрию ЗРВ, определяется оценка третьего центрального момента , характеризующая несимметричность распределения (то есть скошенность распределения: когда один спад – крутой, а другой – пологий):
.
Для упрощения расчетов заполним вспомогательную таблицу 2.4 со значениями .
Таблица 2.4 - Значения
-1544,80 | -1544,80 | -3,80 | -171,88 | -16,78 | -873,72 | 1137,89 | -0,18 | 841,23 | -1177,58 |
-3,80 | -1981,39 | -3,80 | -3,80 | -873,72 | 6270,22 | 1925,13 | -171,88 | 9855,40 | 2,99 |
-45,12 | -16,78 | 11299,74 | 87,53 | 160,99 | -432,08 | 841,23 | 7346,64 | -45,12 | 0,09 |
2427,72 | -282,30 | 601,21 | -0,18 | 160,99 | 14,53 | -6393,43 | -3086,63 | 411,83 | -3,80 |
-2493,33 | -432,08 | -45,12 | 40,71 | 2,99 | 40,71 | -1544,80 | 1137,89 | -45,12 | 0,09 |
601,21 | -0,18 | -282,30 | 411,83 | -94,82 | -627,22 | -16,78 | 14,53 | 40,71 | -1544,80 |
2,99 | -171,88 | -94,82 | -16,78 | -1177,58 | 1137,89 | -3086,63 | -45,12 | -1544,80 | 40,71 |
160,99 | 160,99 | -1544,80 | -16,78 | -432,08 | 4443,30 | 160,99 | -627,22 | 1137,89 | 411,83 |
2,99 | -94,82 | 601,21 | -171,88 | -3086,63 | -3,80 | 841,23 | -94,82 | 160,99 | 1137,89 |
87,53 | 1137,89 | 841,23 | 1497,19 | 267,09 | -1177,58 | -1544,80 | 2,99 | 267,09 | -873,72 |
Третий центральный момент и его оценка имеют размерность куба случайной величины, поэтому для относительной характеристики асимметрии применяют безразмерный коэффициент асимметрии А:
.
Для симметричных распределений ЗРВ относительно математического ожидания . Однако в реальности может быть определена только оценка третьего центрального момента , которая, являясь случайной величиной, может приближаться к нулю, но не быть равной ему. Достоверность оценки величины асимметрии может быть определена с помощью параметра, характеризующего его рассеяние
.
Т.к. выполняется условие , то можно считать, что ЗРВ симметричный.
Чтобы оценить протяженность ЗРВ, определяется оценка четвертого центрального момента :
.
Для упрощения расчетов заполним вспомогательную таблицу 2.5 со значениями .
Таблица 2.5 - Значения
17857,94 | 17857,94 | 5,92 | 955,65 | 42,95 | 8352,79 | 11879,60 | 0,10 | 7941,23 | 12435,28 |
5,92 | 24886,20 | 5,92 | 5,92 | 8352,79 | 115622,85 | 23948,68 | 955,65 | 211299,82 | 4,30 |
160,62 | 42,95 | 253566,23 | 388,63 | 875,78 | 3266,53 | 7941,23 | 142818,69 | 160,62 | 0,04 |
32628,50 | 1851,89 | 5074,23 | 0,10 | 875,78 | 35,45 | 118662,06 | 44941,29 | 3064,02 | 5,92 |
33809,50 | 3266,53 | 160,62 | 140,03 | 4,30 | 140,03 | 17857,94 | 11879,60 | 160,62 | 0,04 |
5074,23 | 0,10 | 1851,89 | 3064,02 | 432,37 | 5369,02 | 42,95 | 35,45 | 140,03 | 17857,94 |
4,30 | 955,65 | 432,37 | 42,95 | 12435,28 | 11879,60 | 44941,29 | 160,62 | 17857,94 | 140,03 |
875,78 | 875,78 | 17857,94 | 42,95 | 3266,53 | 73047,82 | 875,78 | 5369,02 | 11879,60 | 3064,02 |
4,30 | 432,37 | 5074,23 | 955,65 | 44941,29 | 5,92 | 7941,23 | 432,37 | 875,78 | 11879,60 |
388,63 | 11879,60 | 7941,23 | 17127,90 | 1720,06 | 12435,28 | 17857,94 | 4,30 | 1720,06 | 8352,79 |
Четвертый центральный момент имеет размерность четвертой степени случайной величины, поэтому для удобства чаще применяют относительную величину, которая называется эксцессом Е и определяется по формуле
.
Для классификации распределений по их форме удобнее использовать оценку контрэксцесса , изменяющуюся от 0 до 1 и определяемую по формуле
.
Согласно полученным в результате расчета значениям эксцесса и контрэксцесса можно сделать вывод, что ЗРВ напряжения приближен к треугольному распределению вероятности.