Вероятностная оценка случайной погрешности

Характеристики статистических распределений. Вероятность того, что случайная величина принимает значения в некотором интервале записывается в виде

, (2.2.1)

где называется плотностью распределения вероятности случайной величины . Для краткости функцию часто называют статистическим распределением. Поскольку находится в интервале с вероятностью равной единице, функция удовлетворяет условию нормировки

. (2.2.2)

С учетом статистического распределения случайной величины ее среднее значение вычисляется по следующей формуле:

. (2.2.3)

Если из генеральной совокупности всех возможных значений непрерывной случайной величины осуществляется конечная выборка дискретных значений , то элементарный расчет среднего значения по формуле

(2.2.4)

соответствует определению среднего (2.2.3) только при . Таким образом, даже для оценки точности вычисления средней величины необходимо учитывать форму статистического распределения исходных данных.

Статистические распределения принято оценивать по значениям их моментов. Моменты случайных величин, найденные без исключения систематических составляющих, называются начальными, а моменты для центрированных распределений — центральными.

Центральный момент -го порядка для непрерывной случайной величины рассчитывается по формуле

, (2.2.5)

при этом - математическое ожидание; - дисперсия (для конечной выборки — среднеквадратичное отклонение (СКО)); характеризует асимметрию распределения, а безразмерный коэффициент асимметрии есть третий центральный момент, поделенный на СКО; характеризует протяженность распределения, отношение - эксцесс, -характеризует остроту вершины распределения.

Наиболее широкое распространение при обработке экспериментальных данных получил центральный момент второго порядка который повсеместно используют для оценки погрешностей измерений. Для конечной выборки (конкретного числа отсчетов ) СКО принято рассчитывать по следующей формуле:

. (2.2.6)

Эта формула, как и формула (2.2.4) для вычисления , не учитывает форму распределения и не является строгой. Ее широкое использование обусловлено двумя основными причинами:

1. Это наиболее простая возможность оценить рассеяние случайной величины.

2. Значения случайных величин при экспериментальных измерениях имеют статистическое распределение, близкое к нормальному (гауссову), а для этого распределения среднеквадратичное отклонение и квадрат дисперсии совпадают.

Оценку асимметрии и эксцесса при конечной выборке осуществляют по следующим формулам

, (2.2.7)

. (2.2.8)

Число 3 в формуле (2.2.8) определяет эксцесс нормального распределения. Если эксцесс распределения отрицательный, то вершина функции распределения острее, чем у нормального распределения.

Определение этих характеристик распределений (моментов) называется точечными оценками, которые характеризуют распределение достаточно грубо.

Пусть в процессе экспериментальных измерений регистрируется сразу несколько случайных величин , каждая из которых имеет свое среднее значение и дисперсию . Многомерная случайная величина будет иметь многомерное распределение вероятностей с условием нормировки

.

Величины считаются статистически независимыми, если . Но эти величины могут быть статистически связаны, и для численной оценки этой связи двух случайных величин принято использовать смешанный момент второго порядка который называют корреляционным моментом или ковариацией.

Для расчета корреляционного момента используется следующая формула:

, (2.2.9)

где черта сверху означает статистическое усреднение соответствующего выражения. Корреляционный момент есть смешанная дисперсия двух величин, поэтому для расчета коэффициента корреляции используется нормировка на дисперсию каждой из случайных величин:

. (2.2.10)

Коэффициент корреляции меняется в пределах от -1 до +1 и определяет степень связи случайных величин.

Правила сложения случайных погрешностей. При сложении погрешностей в сложных измерительных системах необходимо учитывать, насколько эти погрешности статистически независимы или коррелированы. Из приведенных выше формул может быть получено следующее правило сложение погрешностей двух случайных величин:

, (2.2.11)

а дисперсия их суммы .

Таким образом, складывать СКО необходимо с учетом того, насколько случайные погрешности коррелированы.

Если:

1) , то ;

2) , то .

Как правило, при сложении погрешностей их делят на две группы: коррелированные и некоррелированные. Разделение на большее число групп (некоррелированные, слабо коррелированные, сильно коррелированные) слишком трудоемко. Поэтому на практике коррелированными погрешностями считаются те, у которых , остальные — некоррелированные.

Рассмотрим пример коррелированных погрешностей. Пусть измеряется зависимость активного сопротивления металлического проводника (длина , площадь сечения ) от температуры . Полученная экспериментально зависимость используется для проверки известной зависимости удельного сопротивления металлов от температуры

. (2.2.12)

Для вычисления по экспериментальным данным приходится использовать размеры проводника: . Но размеры проводника, также как и его удельное сопротивление, зависят от температуры по законам теплового расширения. На построение зависимости (2.2.12) будут влиять погрешности измерения , но погрешности в измерении при разных значениях температуры неизбежно будут связаны (коррелированы).

Центральная предельная теорема и распределение Гаусса. Как уже отмечалось, в подавляющем большинстве случаев считается, что случайные погрешности экспериментальных измерений имеют нормальное (гауссово) статистическое распределение. Этот факт имеет математическое обоснование в виде центральной предельной теоремы (ЦПТ – теорема):

Пусть случайная величина представляет собой сумму случайных величин , т.е. Если статистически независимы, то при их произвольном распределении и их сумма имеет нормальное распределение с плотностью вероятности

. (2.2.13)

Зависимость имеет колоколообразную форму с вершиной в точке и полушириной .

Таким образом, широкое распространение нормального статистического распределения имеет глубокую физическую природу: если случайная величина зависит от большого числа случайных факторов, то она имеет нормальное распределение вне зависимости от характеристик каждого из этих факторов.

Построение функциональных зависимостей при многократных измерениях. Пусть необходимо построить зависимость в том случае, если каждому значению соответствует набор значений . В практических задачах в результате эксперимента имеется набор точек с координатами , как это показано на рис.2.3.

Наиболее очевидный и традиционный способ построения зависимости заключается в следующем: для каждого значения в определенном интервале находится среднее значение по попавшим в интервал точкам

и рассчитывается среднеквадратичное отклонение , где .

При этом возникает необходимость в расчете погрешности определения , а значение СКО не дает возможности оценить достоверность оценки. Таким образом, возникают вопросы:

1) с какой вероятностью значения попадают в обозначенный СКО интервал?

2) насколько точна оценка ?

3) Как распределены значения в этом интервале?

y

 

x

 

. .

 

.

 

. . . .

 

.

 

. . . .

 

.

 

.

 

. .

 

.

 

.

 

. .

 

.

 

.

 

.

 

.

 

.

 

y

 

r

 

(y)

 

. . . .

 

.

 

.

 

 

Рис.2.3

 

В общем случае определение СКО не является лучшим способом оценки погрешностей. Чаще всего его используют на практике потому, что это единственная оценка, легко рассчитываемая в аналитическом виде.

Суть вероятностного описания полосы погрешностей искомой зависимости состоит в том, что необходимо сделать следующее утверждение: при данном значении принимает значение в определенном интервале (доверительном) с необходимой вероятностью (рис.2.3).

Основная проблема для такого заключения состоит в конечности выборки , где . Чаще всего в таких задачах используются квантильные оценки. Квантиль — прямая , делящая плотность вероятности на определенные части. На рис.2.4 показаны 50-, 25- и 5-процентные квантили для нормального распределения.

 

y

 

50%

 

25%

 

5%

 

r

 

(y)

 

Рис.2.4

Грубая оценка интервала неопределенности и определение доверительного значения погрешности проводятся следующим образом: погрешности располагаются в порядке возрастания . Тогда в предположении равномерного распределения квантилей делят график плотности вероятности на часть. Отбросив крайние значения и , получим, что вероятность попадания величины в диапазон равна .

Таким образом, на основании изложенного можно утверждать, что оценка погрешности определена с доверительной вероятностью не более чем в доверительном интервале . Это самая грубая оценка.

Описанный способ предполагает равномерное распределения в заданном интервале, что на практике никогда не выполняется.

Часто кроме крайних значений величины отбрасывается определенное число . В этом случае

. (2.2.14)

 

Неравенство (2.2.14) предполагает, что для фиксированной доверительной вероятности можно определить необходимое количество отсчетов

. (2.2.15)

С увеличением выборки можно увеличить доверительную вероятность попадания в заданный интервал. В таблице 2.1 приведен необходимый объем выборки для заданных значений , рассчитанный по формуле (2.2.15) при .

 

Таблица 2.1

0,8 0,9 0,95 0,98 0,99 0,995 0,997

 

Поскольку для значений требуется слишком большая выборка , то обычно для статистических оценок (в социально-экономических науках) используется .

СКО при вычислении среднего зависит от числа отсчетов как

, (2.2.16)

то есть при усреднении величины по отсчетам мы уменьшаем рассеяние данных в раз.

Чтобы перейти от оценки СКО к оценке доверительного интервала с учетом вероятности , необходимо учитывать статистическое распределение .

Закон распределения средней величины всегда близок к нормальному вне зависимости от того, как распределены исходные данные . Это следует из центральной предельной теоремы (ЦПТ) и справедливо при . Поэтому переход от оценки СКО к квантильной оценке доверительного интервала с доверительной вероятностью осуществляется следующим образом

, (2.2.17)

где - нормированная квантиль нормального распределения, соответствующая . Смысл определения величины заключается в том, что в зависимости от размеров выборки доверительный интервал может изменяться по отношению к оценке СКО. Доверительному интервалу всегда необходимо поставить в соответствие или уровень значимости . Значения , соответствующие разным уровням значимости для нормального распределения (выборка ) приведены в таблице 2.2.

Таблица 2.2

0,8 0,9 0,95 0,98 0,99 0,995 0,998
0,2 0,1 0,05 0,02 0,01 0,005 0,002
1,28 1,64 1,96 2,33 2,58 2,81 3,09

 

Величина определяется следующим выражением:

, (2.2.18)

где - среднее значение для генеральной совокупности с нормальным распределением.

Статистическое распределение - известное распределение Стьюдента (рис.2.5).

Распределение Стьюдента. Его плотность вероятности описывается через специальные функции:

, (2.2.19)

где параметр определяется числом степеней свободы . Гамма-функция обладает следующими свойствами:

; ; .

На рис.2.5 приведено распределение Стъюдента при (кривая 2) и нормальное распределение (кривая 1). Как видно из рисунка, распределение Стъюдента симметрично и несколько шире нормального распределения, и совпадает с ним при . Основной смысл этого распределения состоит в том, что оно описывает отклонения среднего значения , рассчитанного по малой конечной выборке ( ) от среднего значения генеральной совокупности .

x

 

r

 

(x)

 

1

 

2

 

Рис.2.5

Это распределение широко табулировано и значение при вычислении доверительного интервала по формуле (2.2.17) для конкретной выборки всегда можно найти в справочной литературе. Величины для двух значений уровня значимости приведены в таблице 2.3.

Таблица 2.3

6,31 2,92 2,35 2,13 1,94 1,83 1,76 1,73 1,70 1,64
12,7 4,30 3,18 2,78 2,45 2,26 2,14 2,09 2,04 1,96

 

Как видно из таблицы, при значения сильно возрастают и доверительный интервал в несколько раз превышает СКО (см. 2.2.17), что делает оценку практически бессмысленной. Однако при отличие квантили от ее значения для нормального распределения не превышает 30% . Распределение Стъюдента используется именно для такого объема выборки из генеральной совокупности, распределенной по нормальному закону.

Построение статистических распределений и критерии оценивания. Таким образом, для построения вероятностной модели эксперимента необходимо знать, по какому закону распределены экспериментальные данные. Для оценки закона распределения служат различные критерии, позволяющие с определенной вероятностью по конечной выборке оценить распределение генеральной совокупности данных.

В общем случае для оценки статистического распределения необходимо действовать по следующему алгоритму:

1. Построение гистограммы.

1.1. Нахождение центра.

1.2. Симметрирование гистограммы.

1.3. Сглаживание.

2. Аппроксимация полученной гистограммы к распределению.

3. Проверка построенного распределения по критериям согласия.

При построении гистограммы (рис.2.6) важно выбрать необходимое число интервалов в которые попадает случайная величина (обычно ). Затем по вертикальной оси гистограммы откладывается количество отсчетов или нормированная частота , попадающих в -й интервал ( - общий объем случайной выборки). Если при малой выборке выбрано слишком большое число столбцов , то гистограмма может оказаться очень неравномерной (см. рис. 2.6,а) и судить о форме статистического распределения невозможно. Если исходить из того, что генеральная совокупность имеет гладкую форму распределения, то выбросы и провалы в гистограмме можно считать случайным шумом вызванным попаданием в тот или иной столбец. Тогда задачу выбора числа можно считать задачей оптимальной фильтрации. должно быть таким, чтобы максимально сглаживать но при этом минимально искажать случайную зависимость, описывающую распределение.

x

 

f

 

x

 

F

 

 

а б

Рис.2.6

Для выбора числа в литературе предлагается большое количество формул, мы приведем лишь три из них:

1)формула Старджеса: ;

2) ;

3) .

В предположении симметричности распределения число столбцов должно быть нечетным для однозначного определения центра распределения. Для его нахождения рассчитывают медиану или 50% - квантиль (половина выборки – больше, а половина – меньше этого числа). Медиана может не совпадать со средним значением .

Симметрирование гистограммы состоит в переносе некоторого числа отсчетов из данного столбца в симметричный с ним столбец для их выравнивания.

Построение сглаженной гистограммы и методы ее аппроксимации функциональной зависимостью будут рассмотрены в следующей главе.

Для идентификации распределения используются критерии согласия. Наиболее распространен критерий (критерий Пирсона). Он используется при проверке гипотез о принадлежности выборки к определенной генеральной совокупности.

Для этого выбирается по формуле

,

где - число значений случайной величины, попавшей в -й интервал (высота столбца в гистограмме на рис.2.7); - значение частоты в выбранной модели распределения.

 

f

 

i

 

M

 

i

 

f

 

j

 

M

 

j

 

f

 

x

 

Рис.2.7

Критерий Пирсона дает , если в центрах всех столбцов гистограммы выполняется равенство .

Критерий , кроме того, позволяет произвести сравнение двух моделей распределений в том случае, если для них используется разное число столбцов.

В общем случае существенно возрастает с увеличением числа столбцов, но для квантилей распределения имеются специальные таблицы, в которых используется число степеней свободы

,

где - число параметров, необходимых для описания распределения.

Для нормального распределения достаточно определить первые два момента, поэтому . В отличие от распределения Стьюдента, рассчитанного для нормальной генеральной совокупности, критерий может использоваться для любых распределений.

Второй пример широко используемого критерия - критерий Колмогорова-Смирнова. Он позволяет сравнить две независимые выборки и ответить на вопрос, относятся ли они к одной генеральной совокупности. Его удобство состоит в том, что для использования нет необходимости строить гистограмму.

В качестве статистики служит наибольшая по модулю разница между нормированными частотами в двух выборках

.

При (рис.2.8) .

Величина табулирована и для можно задать граничное значение

,

где - постоянная, зависящая от уровня значимости (вероятность ошибки при идентификации распределения). Для этой величины имеется приближенная аналитическая формула . Если выборка объемом сопоставляется с аналитической моделью распределения ( ), то . Отсюда может быть оценена вероятность ошибки идентификации распределения по выборке объемом :

.

 

D

 

f

 

x

 

Рис.2.8

Для оценки разницы между дисперсиями двух конечных выборок из нормальной совокупности используется критерий Фишера. В качестве значения критерия берут отношение большей дисперсии к меньшей

,

где — среднеквадратичные отклонения.

Вычисленное таким образом значение критерия сравнивается с табулированным значением в соответствии с уровнем значимости для степеней свободы и распределений ( и — величины выборок).

 

 








Дата добавления: 2015-12-11; просмотров: 1790; ЗАКАЗАТЬ НАПИСАНИЕ РАБОТЫ


Поиск по сайту:

При помощи поиска вы сможете найти нужную вам информацию, введите в поисковое поле ключевые слова и изучайте нужную вам информацию.

Поделитесь с друзьями:

Если вам понравился данный ресурс вы можете рассказать о нем друзьям. Сделать это можно через соц. кнопки выше.
helpiks.org - Хелпикс.Орг - 2014-2021 год. Материал сайта представляется для ознакомительного и учебного использования. | Поддержка
Генерация страницы за: 0.19 сек.