Ошибка коэффициента вариации

Ошибка коэффициента вариации [c.106]

При проведении диагностики нижнего пояса резервуара на внутренней поверхности не было обнаружено видимых локальных повреждений металла типа язв и питтингов. По-видимому, в данном случае имела место равномерная коррозия, и предварительный коэффициент вариации глубин коррозионного разрушения V был принят равным 0,2. С учетом условий эксплуатации величины доверительной вероятности оценки у и допустимой относительной ошибки расчета 5 считали равными 0,95 и 0,1 соответственно. По параметрам у, б, V с помощью [c.213]

Проведенные исследования показывают, что при коэффициенте вариации сроков службы, меньшем 0,35, вполне возможна замена распределения Вейбулла нормальным с теми же математическим ожиданием и дисперсией, Ошибка в вычислении числа восстановлений или интенсивности их при такой замене практически отсутствует. Кроме того, как показывают наблюдения, сроки службы многих машин (автомобилей, тракторов, комбайнов и др,) имеют распределения, близкие к нормальному. [c.31]

Во второй группе источников неточностей эксперимента столь же незакономерно могут вносить погрешности и влиять па коэффициент вариации распределения ошибки при отборе проб картерного масла и расчета износа. Эти ошибки устраняются системой контроля. Например, наибольшая ошибка в определении износа, связанная с отбором пробы объемом 20 мл, заключается в том, что промывка отборного трубопровода и крана проводится недостаточно, в результате чего в пробу попадает масло, наполнившее трубопровод в предшествующий проводимому отбору пробы. Для устранения этой ошибки проводится операция отбора последовательно двух проб, первая (нечетная) из которых ложная . Регистрацию обеих проб осуществляет оператор, выполнивший отбор, а взвешивание и последующие операции — другой (обычно следующей смены), который выполняет операцию упаковки, регистрирует отправку на анализ действительной пробы и слив ложной в картер двигателя. Для осуществления отбора проб масла двигатель был оборудован пробоотборным краном в масляной магистрали, скорость перемещения в которой смазывающей жидкости составляла около 2—2,5 м/с. [c.51]

В технических задачах критерием пренебрежимой малости отбрасываемой величины обычно считается значение последней, меньшее 1—2% результата. В некоторых задачах ошибками измерения пренебрегают, если полное поле практического рассеяния результатов измерения, т. е. 6а, меньше чем 5—10% значения измеряемой величины (коэффициент вариации порядка 1—2%). [c.212]

Относительная величина средней квадратичной ошибки w, выраженная в процентах, называется коэффициентом вариации [c.29]

Фиг. 7-17. Ошибка при вычислении коэффициента вариации в зависимости от величины j, и числа лет наблюдений.

Так как выборочный коэффициент вариации оказался больше первоначально принятого Уш то при п = 11 фактическая ошибка будет больше = 0,02. [c.45]

Пусть далее по результатам испытания п = 11 -1- 9 = 20 образцов выборочный коэффициент вариации а = 0,045. Определяем по формуле (2.76) ожидаемую с вероятностью Р = 0,9 максимальную относительную ошибку оценки среднего значения предела прочности [c.45]

Коэффициент вариации разрушающ,его напряжения, вычисленный по средней квадратической ошибке, равен ш = 18%, а средняя арифметическая ошибка р=18,3%. [c.98]

При статистической обработке остальных результатов вычислялись средние арифметические значения измеряемых величин Жср, средние квадратичные ошибки отдельных измерений Ох, квадратичные ошибки средних арифметических tq, коэффициент вариации V. Окончательный результат измерений полагали А = = (Та + Хер, а предельные отклонения — равными 3Wx- В табл. 6.1 приведены результаты обработки при определении коэффициента к , модуля El и коэффициента Ui. [c.239]

Результаты статистической обработки числа Fo/Fo p при Кр = = 0,5 и числе измерений п = 10 таковы среднее арифметическое значение = 0,444 средняя квадратичная ошибка отдельного измерения = 0,058, квадратичная ошибка среднего арифметического tq = 0,0184 коэффициент вариации V = 13%. [c.247]

Тип образца V, кг-см/см Коэффициент вариации, % Относи- тельная ошибка, % [c.130]

Выполненные авторами методики исследования показали, что наибольшее влияние на функцию интенсивности ремонтов оказывает величина М. Влияние второго параметра распределения сроков службы а на функцию интенсивности ремонтов зависит от его относительной величины — коэффициента вариации V, и может быть заметным только на начальном участке вычисляемых функций для отдельных элементов. Что же. касается такой многоэлементной системы, какой является парк автомобилей, то, как выяснилось, изменение величины V в пределах от 0,1 до 0,3 в вычисление функции интенсивности ремонтов заметной ошибки не вносит. Исследованиями установлено также, что при одних и тех же значениях М п V вид закона распределения сроков службы мало влияет на величину искомых функций. Так, при коэффициенте вариации, меньшем 0,35, вполне допустима замена закона Вейбулла нормальным законом. Ошибка при вычислениях интенсивности ремонтов при такой замене практически отсутствует. На этом основании в перспективных расчетах вполне допустимо обходиться такими распределениями, которые более удобны для вычислений. Настоящей методикой предусмотрено, выполнение расчетов с использованием данных о функции [c.385]

Часто величины и называются соответственно генеральной и выборочной дисперсиями, а а и S — стандартной или среднеквадратичной ошибкой (сокращенно стандартом). Относительную величину стандарта называют иногда коэффициентом вариации ф, %, [c.34]

В качестве примера можно указать, что при надежности у=0,01 и относительной ошибке 6=0,05 в определении среднего логарифма долговечности потребное число образцов в зависимости от коэффициента вариации составляет [c.77]

Поправка (1 -Ь дИ) учитывает также и возможные ошибки при определении средней интенсивности изнашивания а, вызванные ограниченным количеством наблюдений, и рассеивание его результатов, так как на величину среднеквадратического отклонения < , а следовательно, и коэффициент вариации V оказывает влияние число опытов (наблюдений) п. [c.168]

Нередко представляется желательным определить, каково должно быть число образцов К, чтобы средний параметр X был найден с заданной относительной ошибкой 5 при известном коэффициенте вариации V для вероятности а. Для [c.585]

Рис. 25-99. Графики для определения числа образцов К, при котором получение среднего параметра обеспечивается с заданными вероятностью а, коэффициентом вариации Vue относительной ошибкой g.

При доверительной вероятности р = 0,95, относительной ошибке в определении средней наработки до отказа б =0,10 и коэффициенте вариации V = 0,462 число объектов наблюдения для закона распределения Вейбулла необходимо не менее N — 64. [c.243]

При 14 интервалах, 11 степенях свободы и 1—р = 0,050, критерий х = 4,570 число объектов наблюдения при р = 0,95 и ошибке б = 0,1 составляет N = 51 коэффициент вариации v = 0,417. [c.251]

Обработка полученных данных проводится по ГОСТ 14359-69, действие которого продлено до 1983 г. Она состоит в расчете основных статистических характеристик достоверности полученных результатов-среднего арифметического (или логарифмического), стандартного отклонения и стандартного отклонения среднего значения, вероятного отклонения искомого, коэффициента вариации и относительной ошибки. [c.66]

Выбирая доверительный интервал при измерении данного параметра, следует руководствоваться, с одной стороны, средней квадратичной ошибкой (или коэффициентом вариации У ), а с другой стороны — точностью самого метода измерений (аппаратуры, датчиков, способа расшифровки). Если систематическую погрешность измерений, определяемую лишь классом точности аппаратуры (а не вариацией самой измеряемой величины), обозначить б, то доверительный интервал будет [c.64]

Число объектов наблюдения N определяют в зависимости от относительной ошибки А среднего значения / р исследуемой случайной величины (наработка до первого отказа, ресурс, срок службы и т. п.) с доверительной вероятностью р и ожидаемой величины коэффициента вариации Уа. Значения А, взаимосвязаны. [c.158]

Исходные данные предельная относительная ошибка 8 доверительная вероятность д предполагаемый коэффициент вариации V распределения наработок между отказами предполагаемый коэффициент вариации Kg распределения времени восстановления. [c.570]

Оценка разности между коэффициентами вариации. Разность между коэффициентами вариации сравниваемых групп, извлеченных из нормально распределяющихся совокупностей, можно оценить с помощью критерия Стьюдента. Приближенной оценкой разности Сю —Си2 = с со служит ее отношение к своей ошибке, которая равна корню квадратному из суммы ошибок коэффициентов вариации сравниваемых групп, т. е. [c.126]

На основании уравнений (2) и (3) и с учетом того, что для нормального закона распределения и распределения Вейбулла параметры распределения и коэффициент вариации связаны однозначно [26], составлены [8, 9] графики (рис. 3, а и б), позволяющие приближенно рассчитать объем партии N для первичных испытаний при малом объеме предварительной информации о надежности. Ошибка при планировании испытаний по предлагаемо- [c.14]

Определить количество клиновых вентиляторных ремней, которые необходимо испытать для определения их среднего ресурса с доверительной вероятностью р=0,9 и предельной относительной ошибкой 6=0,1. Для клиновых ремней характерны отказы из-за трещин резины слоя сжатия, расслоения, остаточной деформации (удлинения). По табл. 4 и уравнению (1) определяем наиболее вероятное значение параметра Вейбулла й=2,74-3,2 и коэффициента вариации 11=0,35- 0,4. По графику на рис. 3 находим iV=33-b38. [c.17]

На рис. 7.5 а приведен средний вертикальный профиль оптической толщины т для Х==10,6 мкм до высоты 30 км. Здесь же приведено среднее значение коэффициента поглощения на уровне земли (/1 = 0). На рис. 7.6 6 дан профиль стандартного отклонения ат. Величина сгх характеризует ошибку в определении т, связанную с вариациями температуры и влажности. Из рис. 7.5 6 следует, что на высоте 22 км сгт достигает значения 0,15 и далее с высотой не изменяется. Ошибка в определении пропускания слоя О— 30 км составляет 15 %. [c.221]

Систематические ошибки возникают за счет погрешностей априорного расчета профиля дифференциального коэффициента поглощения Ах(Я), которые зависят от многих факторов, таких как вариаций давления, температуры и влажности по трассе зондирования, нестабильности длины волны и ширины спектра излучения, поглощения другими газами, доплеровского уширения спектра эхо-сигнала за счет хаотического движения молекул воздуха, флуоресценции. К перечисленным факторам следует отнести и сдвиг центра линии поглощения Н2О давлением воздуха. Оценим его влияние при решении обратной задачи зондирования. [c.199]

Максимальные ошибки определения профиля коэффициента Даэ(Уе, г)/аэ(Уо, г) в процентах, вызванные вариациями частоты лазерного излучения Ve около центральной частоты го линии поглощения Н2О 694,38 нм. Модель атмосферы — [c.145]

Относительная величина среднеквадратичной ошибки-в процентах называется коэффициентом вариации, а интервал значений от х—Ал до х+Дж —доверительным интервалом. Знание доверительной вероятности позволяет оценить степень надежности полученного результата. Обычно ограничиваются доверительной вероятностью, )авной 0,9 или 0,95. Она рассчитывается по формуле "аусса для разных значений доверительного интервала. Эти значения приводятся в виде таблиц, помещенных, например, в [Л. 30]. Среднеквадратичной ошибке соответствует доверительная вероятность 0,69, удвоенной ошибке 0,95 и утроенной ошибке 0,997. [c.42]

Если после дополнительных испытаний девяти образцов выборочный коэффициент вариации оказался бы существенно выше 0,051, а величина максимальной ошибки, подсчитанная по формуле (2.76), была бы неприемлемо высокой, то следовало бы вновь йкйрректировать объем испытаний с учетом полученного значения после дополнительных испытаний коэффициента вариации н т. д. [c.45]

Наиболее полно сопротивление усталости характеризуется кривыми усталости, получаемыми для различных вероятностей разрушения с заданной точностью и принятым значением уровня значимости (надежности). Такие характеристики требуют испытания большого числа образцов (или деталей) на нескольких уровнях напряжений. Число испытуемых образцов п на каждом уровне напряжений зависит от величины рассеяния, характеризуемого коэффициентом вариации F=SIgJv/lgЛ (отношение среднего квадратического отклонения логарифма долговечности к среднему значению) и принятыми односторонними значениями урорня значимости у (характеризует надежность), и точности, характеризуемой величиной относительной ошибки б, равной отношению абсолютной ошибки Д к среднему значению 1 N. [c.76]

В связи с этим Лайн для получения достоверных данных рекомендует производить до 10 испытаний манжет в одинаковых условиях. Шнюрле и Уппер проводили по 4—10 испытаний манжет для получения каждой точки на графике изучаемой зависимости [141]. Статистический анализ показывает [43], что при коэффициенте вариации 0,1—0,2 и допустимой относительной ошибке измеряемого параметра 0,1, при доверительной вероятности 0,95 необходимо проводить 6—18 испытаний резинотехнических деталей. [c.57]

Число объектов наблюдения опредляется по заданной величине относительной ошибки 6, доверительной вероятности р и коэффициенту вариации V = 1 (по табл. 12). При б = 0,15, Р = 0,80 и V = 1 число объектов наблюдения N = 45. [c.248]

При диагностировании нижнего пояса резервуара, выполненном изнутри, не было обнаружено видимых локальных повреждений металла поверхности в виде явных язв и питтингов. Па этом основании было признано, что в данном случае имела место слабая неравномерность коррозионного повреждения, и был принят предварительный коэффициент вариации глубин коррозионного разрушения V = 0,2. Исходя из условий эксплуатации, в данном случае приняты следующие величины доверительной вероятности оценки (у) и допустимой относительной ошибки расчета (б) у = 0,95 и б = 0,1. По трем принятым параметрам - у, б, V - из табл. 4.6 было выбрано минимальное число необходимых измерений - = 13. Измерения ульт- [c.211]

Методы численного решения систем типа (3.39) будут подробно нами рассматриваться в п. 4.2, а сейчас лишь напомним, что в основе этой системы лежат предположения о сферичности рассеивающих частиц и априорное задание показателя преломления аэрозольного вещества т = т —т"1 в пределах зондируемого слоя [ЯьЯг]. В силу этого изложенная выше теория многочастотного касательного зондирования приводит к вычислительным схемам обращения оптических данных, применимых при тех же исходных допущениях, что и в методе многочастотного лазерного зондирования. Это обусловлено единством методологического подхода к теории оптического зондирования рассеивающей компоненты атмосферы. Вместе с тем необходимо обратить внимание на то обстоятельство, что требования к выполнению указанных выше допущений существенно различны для указанных двух методов. Действительно, уравнения теории касательного зондирования относительно локальных оптических характеристик светорассеяния являются интегральными, причем первого рода, и поэтому вариации бРех (то же самое бт и б/)ц), обусловленные ошибками Ат в задании подходящих значений т, слабо сказываются на значении интегралов (3.24). В силу этого схемы обращения в методе касательного зондирования более устойчивы к неопределенностям при априорном задании соответствующих оптических операторов в (3.39). В локационных задачах оптические сигналы Р %1,г) прямо пропорциональны значениям аэрозольных коэффициентов обратного рассеяния (Зя(Я/, г), и поэтому вариации бРяг связанные с Дт, непосредственно сказываются на точности интерпретации оптических данных. [c.166]

Производные в ЭТИХ формулах являются функциями координат и могут быть получены на основании формул (22.37) и (22.38). Они должны быть вычислены для невозмущепной траектории снаряда. Однако этот метод приводит к дифференциальным уравнениям с переменными коэффициентами, которые не могут быть проинтегрированы в замкнутой форме. При полетах в области пространства шириной порядка нескольких сотен миль коэффициенты могут быть вычислены в точках самой траектории с точностью, достаточной для наших целей. Это дает следующие уравнения для определения возмущений в положении снаряда, вызываемых вариациями ускорения силы тяги и ошибками акселерометров [c.668]

Энциклопедия по машиностроению XXL

Оборудование, материаловедение, механика и ...