Boris trofimov
a 2 O'rtacha kvadratik og'ish a
Д8ewude
- Bu sahifa navigatsiya:
- MCIJl
| a 2
| ||||
|
O'rtacha kvadratik og'ish a | ||||
|
|
mayatnik yo'llari |
| ||
|
M1 |
25,37 km/soat |
27.98 |
5,29 km/soat | |
|
M2 |
25,10 km/soat |
27.66 |
5,26 km/soat | |
|
M3 |
24,67 km/soat |
27.04 |
5,2 km/soat | |
|
|
|
Halqa yo'nalishi 23,36 km/ soat |
t |
|
|
M4 |
|
20.92 |
4,57 km/soat | |
42 V T ni tahlil qilganda ATS, Pearson mezonining qiymatlari bo'yicha olingan
2 2 2 2
har bir marshrut: 2^=4,77; % M2 =5.\9; % M b = bY1\ % M4 =4,\&. Haqida gipoteza
eksperimental ma'lumotlarning ko'rib chiqilayotgan ehtimollik qonuniga tegishli ekanligi rad etilmaydi.
V T ni tahlil qilganda Mezonning ATC qiymatlari olindi
IN VA. Romanovskiy har bir marshrutda: M 1 ga =0,27; M 2 ga =0,42; k mz = 0,41; M 4 \u003d 0,06 gacha . Eksperimental ma'lumotlarning tegishliligi haqidagi gipoteza
deb hisoblangan ehtimollik qonuni rad etilmaydi.
Mezon A.N. Kolmogorov tahlil qilganda V T ATS: X Ml =0,80; ?i 2 \u003d 0,85; ?iz=0,68; ?c=0,70. Eksperimental ma'lumotlar ko'rib chiqilayotgan ehtimollik qonuniga tegishli degan gipoteza rad etilmaydi.
0,95 ehtimollik bilan mayatnik va halqa yo'nalishlarida olingan normal taqsimot qonuni parametrlarining qiymatlari 8-jadvalda keltirilgan.
S MCIJl da olingan V T ATS uchun normal taqsimot qonuni parametrlarining qiymatlari 0,95 ehtimollik bilan
|
Kod sxema marshrut |
Kutishning yuqori chegarasi |
Matematik kutishning pastki chegarasi |
Yuqori chegara o'rtada kvadratik og'ishlar |
Pastki chiziq o'rtada kvadratik og'ishlar |
|
Mayatnik marshrutlari _ | ||||
|
ml |
27,01 km/soat |
23,72 km/soat |
6,87 km/soat |
3,70 km/soat |
|
M2 |
26,73 km/soat |
23,74 km/soat |
6,82 km/soat |
3,68 km/soat |
|
mz |
26,30 km/soat |
23,00 km/soat |
6,70 km/soat |
3,70 km/soat |
|
Ring marshrutlari _ | ||||
|
M4 |
24,8 km/soat |
21,9 km/soat 5,9 km/soat |
3,2 km/soat | |
V T ning ta'sirining kichik ATSG ishlashi natijalariga bog'liqligini aniqlash uchun regressiya tahlili o'tkazildi . avtomatik telefon stansiyasi.
43
Yuk va bo'sh yurish bilan alohida sayohatni amalga oshirish imkoniyatini hisobga olgan holda, bitta avtomobil uchun tonnada ishlab chiqarish ( Q N 1 ), Q Ni qiymatlari V T qiymatlarini o'zgartirish oraliqlarida Ushbu sayohatlar davomida ATS.
9-jadvalda V T o'zgarishlar oraliqlarida yuk va bo'sh yurishlar bilan sayohatlarni taqsimlash natijalari keltirilgan. va Q H 1 qiymatlari bu oraliqlarda kuzatiladi .
V T ta'sirining bog'liqligining statistik jadvali Q H 1 da PBX
|
Indeks |
Omil belgisi - V T , km/soat |
Harakatlar soni yuk bilan va yagona yuguradi | ||||
|
13.20-20.27 |
20.27-27.24 |
27.24-34.41 |
34.41-41.48 | |||
|
Q , t: |
|
|
|
|
| |
|
5 |
|
bitta |
|
|
bitta | |
|
o'n |
2 |
|
bitta |
|
3 | |
|
o'n besh |
|
2 |
5 |
|
7 | |
|
yigirma |
|
sakkiz |
|
|
sakkiz | |
|
25 |
|
5 |
to'rtta |
|
9 | |
|
o'ttiz |
|
|
13 |
2 |
o'n besh | |
|
Yuklangan sayohatlar va bo'sh ishlarning soni |
2 |
16 |
23 |
2 |
43 | |
|
Arifmetik o'rtacha |
10.00 |
20.00 |
25.00 |
30.00 |
21.25 | |
|
qurilish tarqalish dispersiyasi ishlar |
0,00 |
26.67 |
47,73 |
0,00 |
74.39 | |
Regressiya tahlilini o'tkazishda biz V T o'zgarishlar oraliqlarining har birida Q H 1 arifmetik o'rtachani topamiz. (grafik bo'limlari) formula bo'yicha
i=n= 4
j qarang
(31)
qayerda yij _ - xususiy qiymatlar samarali belgisi, mas'ul berilgan qiymat faktorial belgi; m x - raqam chavandoz Bilan yuk va yagona
Berilgan V T da 44 ta yugurish (faktorial belgining takrorlanishi); t -
ma'lum bir chiqish uchun yuk va bo'sh ishlamalar bilan sayohatlar soni (samarali xususiyatning takrorlanishi).
Birinchi bo'lim uchun
- 10-2
Y lev = = Yu-
p 2 Ikkinchi bo'lim uchun
- 5-1 + 15-2 + 20-8 + 25 - 5
lev == _ _ yigirma •
16- bet
Uchinchi bo'lim uchun
- 10-1 + 15-5 + 25-4 + 30-13
3cv = = 25 .
23- bet
To'rtinchi bo'lim uchun
— 30-2 ^
Uacr=^= 3°-
V T ta'sirining olingan o'rtacha qiymatlari asosida Q H 1 da ATS eksperimental regressiya chizig'ini chizdi, 10-rasm.
Ushbu ishda regressiya chizig'ini qurish eng kichik kvadratlar usuli yordamida amalga oshirildi, ulardan foydalanish eksperimental ma'lumotlarni tekislash, ya'ni gipotetik chiziqni qurishdir. Barcha mumkin bo'lgan chiziqlardan biri tanlanishi kerak, buning uchun tajriba nuqtalarining tarqalish o'lchovi x i , y i minimal bo'ladi [40, 60].
Eng kichik kvadratlar usulini qo'llashda regressiya tenglamasi parametrlarining bunday baholari tanlangan tarqalish o'lchovini minimallashtiradigan topiladi. Tadqiqot chiziqli regressiyani ko'rib chiqdi.
45 Oddiy chiziqli regressiya uchun to'g'ri chiziqning umumiy tenglamasi quyidagi formula bilan aniqlanadi [40]:
y = b 0 • x + b 1 , (32)
bu erda x - tushuntirish o'zgaruvchisi; b 0 - regressiya koeffitsienti; b 1 - doimiy regressiya.
Doimiy b 0 regressiya chizig'ining y o'qi bilan kesishish nuqtasini aniqlaydi . Regressiya koeffitsienti to'g'ri chiziqning x o'qiga qiyaligini tavsiflaydi va y o'zgaruvchining x o'zgaruvchisiga bog'liqligining o'lchovidir .
[40] ga ko'ra, doimiy b 0 va regressiya koeffitsienti b 1 quyidagicha aniqlanadi :
B 1 =
« 1 (" V « ^
b x iUi I x i I 1 i
/= 1 P V/= 1 J\j= )
JLxt L, xt
i= 1 UI \i= 1
;
(33)
-. 1 (" -." L
b 0 \ u003d - Va 1 i -b 1 Va x i
(34)
Regressiyaga bog'liqlikni qurishda V T ning ta'siri Q H 1 da ATC ijobiy bo'lib chiqdi. Natijada, gipotetik chiziq ortib borayotgan xarakterga ega bo'ladi, boshqacha aytganda, biz ijobiy regressiya haqida gapiramiz [40].
V T ta'sirining to'g'ri chiziqli bir faktorli regressiyaga bog'liqligining kerakli tenglamasi. Q H 1 da PBX Q N 1 shakliga ega \u003d 0,65 V T +3,05.
V T ta'sirining bog'liqlik to'g'ri chizig'ining hosil bo'lgan tenglamasi Q H 1 dagi ATS 10-rasmda ko'rsatilgan.
46
40
QH 1, 35 - bet
30
25
20
15
10
5
0
masofa = 0,65' u t +3,05
13.0
20.0
27.0
34.0
41,0 V T , km / soat
V T ta'sirining bog'liqligi Q H1 bo'yicha ATS : "•" - ish kunining fotosuratlari bo'yicha chiqishning haqiqiy qiymati ; 1 – eksperimental regressiya chizig‘i; 2 - qator,
hisoblangan eksperimentalni tekislash; 3, 4 - mos ravishda ishonch oralig'ining yuqori va pastki chegaralari ; 5 - usul bilan olingan nazariy chiziq
IN VA. Nikolina
Agar V T \u003d 13 bo'lsa, u holda Q H 1 \u003d 0,65 13 + 3,05 \u003d 11,5. Agar V T \u003d 23 bo'lsa, u holda Q H 1 \u003d 0,65 23 + 3,05 \u003d 18,0. Agar V T \u003d 33 bo'lsa, u holda Q H 1 \u003d 0,65 33 + 3,05 \u003d 24,5. Agar V T \u003d 43 bo'lsa, u holda Q H 1 \u003d 0,65 43,2 + 3,05 \ u003d 31. Eksperimental chiziqni tekislashdagi nomuvofiqlik [40]:
hisoblash]
va \u003d T. (Ui R asch-U_rasch)
/=1
(35)
va \u003d (11,5-10) 2 + (18-20) 2 + (24,5-25) 2 - (31-30) 2 \u003d 7,5.
Passiv eksperimentning takrorlanishini tekshirish
kuzatishlar jarayonida yuzaga keladigan xatolar qiymatini tavsiflovchi satr bo'yicha farqlarni aniqlash orqali amalga oshiriladi:
47
n - ,
^( Uíí ~ Uí er) ' t y
shu \ x \u003d - . (36)
mj x ~ 1
Birinchi bo'lim uchun
^ r n (i 0 -10) 2 • 2
D\y\ 2 = = 0.
2-1
Ikkinchi bo'lim uchun
^ r -i (5-20) -l + (l5-20) -2 + (20-20) -8 + (25-20) -5
D[y\ 2 = = 26 , 67.
16-1
Uchinchi bo'lim uchun
^ r p (10-20) • 1 + (í 5-20) -5 + (25-20) -4 + (25-30) -13
D[y\ 2 = = 25 , 00.
16-1
To'rtinchi bo'lim uchun
^ r -i (30-30)-2
D\y\ 2 = = 0.
2-1
Qator farqlari yig'indisi
to'rtta
X^L y J, =0+26,67+47,73+0=74,39. j =\
Hisoblash natijalari 10-jadvalda keltirilgan.
Satr bo'yicha dispersiyalarning o'rtacha qiymati, ya'ni dispersiya
tajribaning takrorlanishi [40]
4 g _
X D\y\j
D\y\ vos = ; (37)
n
^r i 74 , 39
i\u\ e = =18,60;
to'rtta
o'yin = _ l/IDbO =4,31;
48
Olingan regressiya tenglamasining adekvatlik uchun statistik ahamiyatini baholash butun kuzatishning dispersiyasidan foydalangan holda amalga oshirildi.
Determinatsiya koeffitsienti ko'rib chiqilgan model [40] bilan izohlangan qaram o'zgaruvchining (ishlab chiqarish) tarqalishi (tarqalishi) o'lchovining nisbatini ko'rsatadi:
2
Download 1.26 Mb.
Do'stlaringiz bilan baham:
