Файл: Слабкий Л.И. Методы и приборы предельных измерений в экспериментальной физике.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 92
Скачиваний: 0
Отношение s2/s2равно 3,48, в то время как v2 (Д, f 2) = на0,05 (7; 6)= = 4,2. Таким образом, s2/s2< ѵ2 и число 18 не следует отбрасывать.
Помимо рассмотренного критерия Фишера для решения вопроса о том, является ли одно или несколько «подозрительных» измерений принадлежащим к общей совокупности {xj с генеральным средним £ или не является, могут быть использованы следующие статисти ческие критерии:
1) Для случая одного резко выделяющегося наблюдения грани цы значимости хМр для совокупности {х,,} при известных заранее
значениях | и а2 определяются соотношением |
|
Р = È Н" OUP l’ |
(1-61) |
где |
|
Рі = 8 1/П |
(1.62) |
Для случая, когда а2 известна, а £ — неизвестна, доверительные
границы для Р > 0,90 могут быть |
найдены |
из выражения |
х(п) р ~ X + аиРі |
|
|
где |
|
|
Р і = 1 - 1 ^ . |
(1.63) |
|
Если нам заранее неизвестны ни |
ни а (как это обычно бывает |
на практике), то в этом случае для определения доверительных гра ниц Х(„)р можно воспользоваться формулой
Х(п)р — х + |
sfuPi |
~j~j 1f/r л |
|
которая справедлива для Р, |
0,95 и 0,99, и при условии, что |
||
равных + |
— — > |
(1-64) |
оценка s2 для er2 была заранее известна из других (например, более
ранних) измерений.
Если же величина s2 также неизвестна, то доверительные грани
цы определяются как |
|
X(n)p=x + sgp, |
(1.65) |
где gp-квантиль дается таблицей в [20].
2) Для случая двух резко выделяющихся в каждую сторону на блюдений, при известных а2 и оценке s2, значимость результата
может быть установлена на основе критерия
Sp=S/ tip, |
(1.66) |
где V2 — квантиль, ѵг — распределения.
Преобразуя (1.66), получим
І = < * ( / х . / , ) . st
34
f
где /,— число степеней свободы для выборки с оценкой s2; f2— число степеней свободы для данной рассматриваемой выборки.
Критерий (1.66) сводится, таким образом, к рассмотренному вы ше критерию Фишера.
§ 7. ^-Распределение и критерий значимости Стьюдента. Мощность критерия
В большинстве физических измерений мы всегда имеем дело с некоторой выборкой значений хІУ х 2, ■■., хп, «взятых наудачу» из предполагаемой генеральной совокупности {xj с дисперсией а2 и генеральным средним |, к которой принадлежат наблюденные зна чения xlt х 2, . . ., хп.
При этом, как правило, нам не известны ни а2, ни |. Собственно говоря, задача заключается именно в нахождении величины |, точ нее, границ ее возможного отклонения. Предполагается, что зара нее нам не известно, является ли распределение (х£) нормальным или нет. Распределение Стьюдента (Госсета) применимо даже в том случае, если выборка взята из общей совокупности, для которой распределение может несколько отличаться от нормального.
Это — наиболее часто употребляемое в практике распределение,
для которого /-критерий значимости |
|
приближенно |
аналогичен |
||||||||
a-критерию с той разницей, |
что доверительные границы |
/-критерия |
|||||||||
несколько шире доверительных границ «-критерия. |
|
|
|||||||||
Вводя обозначение |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t = |
s/n |
£ _ х ~Е |
_ |
|
и |
|
|
(1.67) |
||
|
|
|
as/a "|/7Г |
|
Ух2// |
|
|
|
|||
получим новую универсальную функцию, для которой |
|
||||||||||
|
|
|
t |
rt-*co м; |
|
|
|
|
|
|
( 1.68) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Распределение случайной |
величины |
/, |
для которого |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
/2 ' |
|
|
(1.69) |
|
|
|
Уя/Г(//2) |
|
|
|
f |
|
|
|
|
|
|
где |
|
f = п — 1, |
|
|
|
|
(1.70) |
||
называется распределением |
Стьюдента. |
|
Данное |
распределение |
|||||||
применимо для оценок доверительных |
|
границ |
при любом (даже |
||||||||
малом) |
числе измерений. |
величина |
|/| < |
іру есть |
|
|
|||||
Вероятность того, |
что |
|
|
||||||||
|
P - W < t P) = P |
|
|
|
|
= Р И - |
|
(1.71) |
|||
Отсюда |
можно найти |
доверительные |
границы |
для |
величины |
||||||
|
X - - |
7= . t p < l < x + |
|
—7= Ір- |
|
|
(1.72) |
||||
|
У |
» |
|
|
|
у |
|
л . |
|
|
|
35 |
2* |
Т а б л и ц а 4
V |
1х-£-.ѵі |
|
|
V |
\xt- x \ |
[xt—x{- |
|
0,250 |
0,020 |
4,00ІО -4 |
0,230 |
0,000 |
0,00 |
|
|
0,255 |
0,025 |
6,25 -ІО -4 |
0,217 |
0,013 |
1,69-ІО -4 |
||
0,193 |
0,037 |
1,37 |
-ІО -3 |
0,198 |
0,032 |
1,02-1 0 -3 |
|
0,246 |
0,016 |
2,56 -10 -4 |
0,252 |
0,022 |
4,8 4 -10 |
-4 |
|
0,235 |
0,005 |
2,50 |
-1 0 -6 |
0,237 |
0,007 |
4,9 -1 0 |
- 6 |
0,207 |
0,023 |
5,3 0 |
-10-4 |
0,230 |
0,000 |
0,00 |
|
0,232 |
0,002 |
4,00 -10 -° |
|
|
|
|
П р и м е ч а н и е : *. выражено в долях интерференционной полосы; а* = 0,230, s = = 2,03. ІО"2-
Так, например, для |
/і = 10 (f = 9) |
и Р = 0,05 |
имеем |
* - 2 , 2 6 - 4 = < £ < х + 2 ,26 -^= . |
(1.73) |
||
’ |
У і о ^ |
У ю |
' |
Напомним, что при том же значении f «-критерий значимости дает
X — 1,96 у ш С Е С Х + 1 ,9 в ^ = ,
т. е. если бы величина а была нам известна заранее, то границы для
е |
были |
бы уже. |
|
|
|
|
|
Применим критерий Стьюдента к результатам опыта Саньяка |
|||||
[31], измерявшим скорость «эфирного ветра» (табл. 4). |
||||||
|
Для |
Р = а = 0,05 |
имеем |
|
|
|
|
|
0,230 — 2,179^= " < £ < 0 ,2 3 0 + 2,179 |
|
|||
т. е. |
|
|
1=0,230 ±0,0122, |
|
||
|
|
|
|
|
||
Для Р — а = 0,001 доверительный • интервал будет |
примерно в |
|||||
2 |
раза |
шире. |
|
|
|
|
|
Таким образом, по крайней мере в 95 случаях из 100 результаты |
|||||
последующих |
замеров |
не выйдут за пределы границ |
х + 0,0122. |
|||
|
Функция |
мощности |
для ^-критерия есть |
|
||
|
|
Я ф = Ф ( г |
tp' \ |
У 2 + X |
(1.74) |
|
|
|
+ Ф |
||||
|
|
|
VV 1+(t2P/2ßf) |
/ 1 +(^/2/2/) |
|
£ _Е
где X = -—т=- ■I и £ 0 — две гипотезы, которые необходимо разли- s/1/n
чить. Для п > 10 функция мощности ^-критерия практически не
36
отличается от функции мощности для «-критерия, для которого, как известно, при 1 — Р = 0,95 можно написать
о/У я |
> 1,96; |
/В Д |
= й |
|
или Ь = |
|
(1.75) |
|||
|
|
|
|
I |
|
|
а/у/г |
|||
я (£) = Р (\и + Ц > |
|
|
|
|
|
|
||||
1,96) = Ф (и + X > 1,96) + Ф (и + Я, < - 1,96). |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(1.76) |
Величина Р |
= а |
в (1.71) есть ошибка |
1-го рода (или величина |
|||||||
ложной тревоги). Ошибка 2-го рода равна |
|
|
|
|||||||
|
|
ß = l - n ( g ) . |
|
|
|
|
(1.77) |
|||
Для оценки |
расхождения |
между |
двумя |
средними |
значениями |
|||||
и £2> кроме |
критерия Фишера, |
можно |
применить |
^-критерий |
||||||
Стьюдента. Допустим, что надо проверить гипотезу |
|
= £2> т. е. |
||||||||
что две независимые выборки xlt |
х 2, |
. . ., хп и х\, х'0, . . ., х'п при |
||||||||
надлежат к одной и той же нормально распределенной |
совокупно |
|||||||||
сти с параметрами х 0 и а2. |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Если (х;) и \х'.\ |
распределены нормально, то разность х г — х 2 |
|||||||||
также распределена |
нормально. |
|
|
|
|
|
|
|
||
Применим к этой разности ^-критерий Стьюдента. |
|
|||||||||
Можно написать 3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
о2(х! - * , ) = |
- £ |
+ - £ . |
|
|
(1.78) |
Отклонение (или неотклонение) величины х 1 — х 2 от нуля может служить оценкой значимости данного предполагаемого расхожде ния (или совпадения).
Оценку s2 дисперсии о2 = о2 (хх — х 2) можно получить, учи тывая, что оценки S2 и s2 имеют «веса», равные соответственно /д =
= « 1 — 1 И /2 = п 2 — 1.
Следовательно, |
|
|
|
|
|
/У? + /УІ |
% (Д ( * ,) - ^ я+ |
I К |
(1.79) |
||
fi + h |
І , = |
1___________ I____________ |
|||
|
Яі ~h n2— 2 |
|
|||
причем |
|
|
|
|
|
|
* = ■Уі/% + |
1/я, |
|
(1.80) |
|
3 ^-Критерий Стьюдента |
можно |
применять, |
если |
оценки s2 и s\ |
относятся к |
одной и той же генеральной совокупности с генеральным средним а2. Это можно установить, применяя дисперсионное отношение Фишера.
37
Полагая f = и, |
-|- /?., — 2, |
|
можно |
найти /^-квантиль, для ко |
|||
торой |
р ( \i I |
|
О |
|
Рх-р. |
|
(1.81) |
|
|
|
|
||||
Если окажется, что |
вычисленная на основе результатов измерений |
||||||
|
< |
|
= |
|
1 — Р, |
то с |
|
величина |t \ < . t p |
при данной |
степени вероятности |
|||||
той же степенью достоверности можно утверждать, |
что Іі |
= | 2- |
|||||
Если же_окажется, что |/1 > |
tp, то разность можно считать зна |
чимой, т. е. хг и л'3не относятся к одной общей совокупности с одним генеральным средним
§ 8. Распределение Пуассона и его применения
Можно показать, используя, например, локальную теорему Муавра — Лапласа, что нормальное распределение Гаусса
р (X) = |
(а 7/ 2л)-1 ехр |
«— еГ |
|
|
2ст2 |
применимо лишь в тех |
случаях, когда отклонения \х — £ | малы |
по сравнению с £. Однако в целом ряде задач бывает необходимо учи тывать значительные отклонения от среднего. Так, например, в случае броуновского движения при подсчете числа частиц в малом объеме 6У, видимом в поле зрения микроскопа, флуктуации числа частиц могут быть велики, т. е. отклонения от среднего являются значительными. В этом случае необходимо использовать не рас пределение Гаусса, а распределение Пуассона.
Рис. 6. Распределение Пуассона
Рт
Число событий, т
Другим примером применения распределения Пуассона может служить предельный случай независимых испытаний, проводимых сериями, причем і-я серия состоит из і независимых испытаний.
Распределение случайной величины х, определяемое выражением
л m |
(т = 0, 1 ,2 , ...) , |
(1.82) |
рт = - ~ е х р [ - Х ] |
называется распределением Пауссона. Величина рт есть вероятность появления т раз рассматриваемого события в серии с п оо
38