实验数据处理与分析 第四章
实验数据处理技巧-ch04
在[l, l+Δl]长度上没有气泡的概率=在l长度上没有气泡的概率×在Δl长度 上没有气泡的概率
p0 (l + Δl ) p0 (l ) = gp0 (l ) Δl
dp0 (l ) Δl → 0 = gp0 (l ) dl
4.3 泊松分布
(Possion distribution) 取边界条件p0(0)=1,
n ! 2π n n e n
n! p r (1 p ) n r r!(n r )!
μ nr 1 2πn nnen μ ≈ (1 ) r! 2π (n r) (n r)nr e(nr ) n n
r
1 nn μ ≈ μ r (1 ) n r! (n r ) n (n r ) r e r n
6444444 74444444 4 8
N次
成功次数r
0 2 1 3 2 3 1 2
3 2.5 2 1.5 1 0.5 0 0 1 2 3 计数
N 次实验观测到r 次(二项式分布)
4.1 二项式分布
(Binomial distribution)
几何分布
作一系列独立的伯努利实验,前r-1次实验失败,第r次成功的概率:
具有上述特点的随机过程就称为泊松过程。
4.3 泊松分布
(Possion distribution) 由假设1和2,在 [l, l+Δl] 中 有一个气泡的概率:p1(Δl)=gΔl 没有气泡的概率:p0(Δl)=1- p1(Δl)=1-gΔl 根据假设3 p0(l+Δl)= p0(l) p0 (Δl) 独立性
p0 (l ) = e gl
求在长度l上观测到r个气泡的概率pr(l): 根据假定,在间隔[l, l+Δl]内最多只能有一个气泡
分析化学第四章误差与实验数据的处理
x
第三章误差与实验数据的处理
三、随机误差的区间概率
这样,对于任何正态分布,测定值落在区间(u1u2)的概 率 P(U ,U ) 相应地可由标准正态分布算出:
1 2
P(u1 xu2 )
1 2
u2
u1
e
1 u2 2
du
实际应用中,把每个区间的积分结果计算好,列成表供查用。 例1:某标样中Co的标准值为1.75%,σ=0.10,求分析结果大 于2.00 %的概率。
n 1 ( xi x ) n 1 i 1 2
n 1 2 d i n 1 i 1
在上例中,如用S来衡量,则:
2 2 (0.3) (0.2) ...... (0.3) 2 S甲 0.26 10 1
2 2 (0.1 ) (0.7) ..... (0.1) 2 S乙 0.41 10 1
2 1 n u) ( x i n i 1
第三章误差与实验数据的处理
(三)平均值的标准偏差
总体(母体):一定条件下无限多次测定数据的全体。
样本:随机从总体中抽出的一组测定值。
样本大小(样本容量):样本中所含测定值的数目。
第三章误差与实验数据的处理
如果从同一总体中随机抽出容量相同的数个样本, 由此可以得到一系列样本的平均值。 m个n次平行测定的平均值: X 1 , X 2 , X 3 , X m
实验设计与数据处理课后答案
《试验设计与数据处理》专业:机械工程班级:机械11级专硕学号:S110805035 姓名:赵龙第三章:统计推断3-13 解:取假设H0:u1-u2≤0和假设H1:u1-u2>0用sas分析结果如下:Sample StatisticsGroup N Mean Std. Dev. Std. Error----------------------------------------------------x 8 0.231875 0.0146 0.0051y 10 0.2097 0.0097 0.0031Hypothesis TestNull hypothesis: Mean 1 - Mean 2 = 0Alternative: Mean 1 - Mean 2 ^= 0If Variances Are t statistic Df Pr > t----------------------------------------------------Equal 3.878 16 0.0013Not Equal 3.704 11.67 0.0032由此可见p值远小于0.05,可认为拒绝原假设,即认为2个作家所写的小品文中由3个字母组成的词的比例均值差异显著。
3-14 解:用sas分析如下:Hypothesis TestNull hypothesis: Variance 1 / Variance 2 = 1Alternative: Variance 1 / Variance 2 ^= 1- Degrees of Freedom -F Numer. Denom. Pr > F----------------------------------------------2.27 7 9 0.2501由p值为0.2501>0.05(显著性水平),所以接受原假设,两方差无显著差异第四章:方差分析和协方差分析4-1 解:Sas分析结果如下:Dependent Variable: ySum ofSource DF Squares Mean Square F Value Pr > FModel 4 1480.823000 370.205750 40.88 <.0001Error 15 135.822500 9.054833Corrected Total 19 1616.645500R-Square Coeff Var Root MSE y Mean0.915985 13.12023 3.009125 22.93500Source DF Anova SS Mean Square F Value Pr > Fc 4 1480.823000 370.205750 40.88 <.0001由结果可知,p值小于0.001,故可认为在水平a=0.05下,这些百分比的均值有显著差异。
第四章参数的最小二乘法估计
---------------------------------------------------------------最新资料推荐------------------------------------------------------ 第四章参数的最小二乘法估计第四章参数的最小二乘法估计第四章最小二乘法与组合测量 1 概述最小二乘法是用于数据处理和误差估计中的一个很得力的数学工具。
对于从事精密科学实验的人们来说,应用最小乘法来解决一些实际问题,仍是目前必不可少的手段。
例如,取重复测量数据的算术平均值作为测量的结果,就是依据了使残差的平方和为最小的原则,又如,在本章将要用最小二乘法来解决一类组合测量的问题。
另外,常遇到用实验方法来拟合经验公式,这是后面一章回归分析方法的内容,它也是以最小二乘法原理为基础。
最小二乘法的发展已经经历了 200 多年的历史,它最先起源于天文和大地测量的需要,其后在许多科学领域里获得了广泛应用,特别是近代矩阵理论与电子计算机相结合,使最小二乘法不断地发展而久盛不衰。
本章只介绍经典的最小二乘法及其在组合测量中的一些简单的应用,一些深入的内容可参阅专门的书籍和文献。
2 最小二乘法原理最小二乘法的产生是为了解决从一组测量值中寻求最可信赖值的问题。
对某量 x 测量一组数据 x1, x2, , xn,假设数据中不存在系统误差和粗大误差,相互独立,服从正态分布,它们的标准偏1 / 22差依次为:1, 2, n 记最可信赖值为,相应的残差 vi xi 。
测值落入(xi, xi dx) 的概率。
vi21Pi exp( 2) dx 2 i i2 根据概率乘法定理,测量x1, x2, , xn 同时出现的概率为 P Pi vi211n exp[ () ](dx) n2ii i() 显然,最可信赖值应使出现的概率 P 为最大,即使上式中页指数中的因子达最小,即ivi22 i Min 2 o1 权因子:wi 2 即权因子 wi2,则i i 2[wvv] wvii Min 再用微分法,得最可信赖值wxi 1 nii 即加权算术平均值w i 1i 这里为了与概率符号区别,以i 表示权因子。
第四章 数据分析
6、数据导出
• (1)导出CSV文件: to_csv(file_path,sep=",",index=True,header=True) • (2)导出Excel文件: to_excel(file_path,index=True,header=True) • (3)导出到MySQL库: to_sql(tableName,con=数据库链接)
7、数据处理
• 在数据分析前需要对数据进行处理,剔除其中噪声、恢复数据的完整性和一致性后 才能进行数据分析
数据 数据 数据 数据 清洗 合并 计算 分组
8、数据的清洗
• 1.重复数据的处理:
• 使用duplicated( )可以获取哪些是重复的元素,使用drop_duplicates( )能够删除重复元素。
• 2.缺失数据的处理:
• 缺失值的处理包括两个步骤,即缺失数据的识别和缺失值处理,缺失值处理常用的方法有 删除法、替换法、插补法等。
• 3.噪声数据的处理:
• 在实际操作中常用分箱(binning)、回归(regression)、聚类(clustering)、计算机与人工检查 相结合等方法“光滑”数据,去掉数据中的噪声。
3、数据分析的工具
• 数据分析的工具数量众多,根据分析数据层次结构的不同,常用数据分析软件可分 为四类
4、PYTHON的PANDAS数据分析包
• Numpy科学计算模块 • Matplotlib绘图模块。
数据导入
数据导出
5、数据导入
• (1)导入TXT文件:read_table(file,names=[列名1,列名2,...],sep="",...) • (2)导入CSV文件:read_csv(file,names=[列名1,列名2,...],sep="",...) • (3)导入excel文件:read_excel(file,sheetname,header=0) • (4)导入MySQL库:read_sql(sql,con=数据库)
研究生 试验设计与数据处理 第四章
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举 例
1. 判断颜色对销售量是否有显著影响,实际上也
就是检验具有同方差的四个正态总体的均值是 否相等的问题 2. 如果四个总体的均值相等,可以期望四个样本 的均值也会很接近 § 四个样本的均值越接近,我们推断四个总体均值
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1. 随机误差
2.
在因素的 同一 水平 ( 同一 个总体 ) 下 ,样本的 各观 察值之间的差异 § 比如,同一种颜色的饮料在不同超市上的销售量 是不同的 § 不同超市销售量的差异可以看成是随机因素的影 响 ,或者 说是 由 于 抽样的随 机 性 所 造 成 的, 称 为 随机误差 系统误差 § 在因素的不 同 水平 ( 不 同 总体 ) 下 , 各观 察值之 间 的差异 § 比如,同一家超市,不同颜色饮料的销售量也是 不同的 § 这种差异可能是由于抽样的随机性所造成的,也 可能 是由 于颜色本 身所造成 的,后者 所形成的 误 差是由系统性因素造成的,称为系统误差
什么是方差分析?
(例子的进一步分析)
① 检验饮料的颜色对销售量是否有影响,也就 是检验四种颜色饮料的平均销售量是否相同 ② 设µ1为无色饮料的平均销售量,µ2粉色饮料的 平均销售量,µ3为橘黄色饮料的平均销售 量, µ 4 为绿色饮料的平均销售量, 也就是检 验下面的假设 ① H0: µ1 = µ2 = µ3 = µ4 ② H1: µ1 , µ2 , µ3 , µ4 不全相等 ③ 检验上述假设所采用的方法就是方差分析
1 2 3 4 5
该饮料在五家超市的销售情况 无色
26.5 28.7 25.1 29.1 27.2
【2024版】食品实验数据处理与分析-第四章
可编辑修改精选全文完整版一、单个样本平均数的u 检验 1. u 检验u 检验(u -test ),就是在假设检验中利用标准正态分布来进行统计量的概率计算的检验方法。
Excel 中统计函数(Ztest )。
有两种情况的资料可以用u 检验方法进行分析:✓ 样本资料服从正态分布 N (μ,σ2),并且总体方差σ2已知;✓ 总体方差虽然未知,但样本平均数来自于大样本(n ≥30)。
【例4-1】某罐头厂生产肉类罐头,其自动装罐机在正常工作时每罐净重服从正态分布N (500,64)(单位,g )。
某日随机抽查10瓶罐头,得净重为:505,512,497,493,508,515,502,495,490,510。
问装罐机当日工作是否正常?(1) 提出假设无效假设H 0:μ=μ0=500g ,即当日装罐机每罐平均净重与正常工作状态下的标准净重一样。
备择假设H A :μ≠μ0,即罐装机工作不正常。
(2)确定显著水平α=0.05(两尾概率)(3)构造统计量,并计算样本统计量值样本平均数:均数标准误:统计量u 值:(4)统计推断 由显著水平α=0.05,查附表,得临界值u 0.05=1.96概率P>0.05,故不能否定H 0 ,所以,当日装罐机工作正常。
2.t 检验 t 检验(t -test )是利用t 分布来进行统计量的概率计算的假设检验方法。
它主要应用于总体方差未知时的小样本资料(n<30)。
其中, 为样本平均数,为样本标准差,n 为样本容量。
[例4-2]用山楂加工果冻,传统工艺平均每100g 加工500g 果冻,采用新工艺后,测定了16次,得知每100g 山楂可出果冻平均为520g ,标准差12g 。
问新工艺与老工艺在每100g 加工果冻的量上有无显著差异?(1)提出无效假设与备择假设 ,即新老工艺没有差异。
,即新老工艺有差异。
(2)确定显著水平 α=0.01(3=520g所以(4)查临界t 值,作出统计推断 由df =15,查t 值表(附表3)得t 0.01(15)=2.947,因为|t |>t 0.01, P <0.01, 故应否定H 0,接受H A , 表明新老工艺的每100g 加工出的果冻量差异极显著。
(完整版)第四章误差与实验数据的处理-答案
第四章误差与实验数据的处理练习题参考答案1. 下列各项定义中不正确的是( D)(A)绝对误差是测定值和真值之差(B)相对误差是绝对误差在真值中所占的百分率(C)偏差是指测定值与平均值之差(D)总体平均值就是真值2. 准确度是(分析结果)与(真值)的相符程度。
准确度通常用(误差)来表示,(误差)越小,表明分析结果的准确度越高。
精密度表示数次测定值(相互接近)的程度。
精密度常用(偏差)来表示。
(偏差)越小,说明分析结果的精密度越高。
3. 误差根据其产生的原因及其性质分为系统误差和(随机误差)两类。
系统误差具有(重复性)、(单向性)和(可测性)等特点。
4. 对照试验用于检验和消除(方法)误差。
如果经对照试验表明有系统误差存在,则应设法找出其产生的原因并加以消除,通常采用以下方法:(空白试验),(校准仪器和量器),( 校正方法)。
5. 对一个w(Cr)=1.30%的标样,测定结果为1.26%,1.30%,1.28%。
则测定结果的绝对误差为(-0.02%),相对误差为(-1.5%)。
6. 标准偏差可以使大偏差能更显著地反映出来。
(√)7. 比较两组测定结果的精密度(B)甲组:0.19%,0.19%,0.20%,0.21%,0.21%乙组:0.18%,0.20%,0.20%,0.21%,0.22%(A)甲、乙两组相同(B)甲组比乙组高(C)乙组比甲组高(D)无法判别8. 对于高含量组分(>10%)的测定结果应保留(四)位有效数字;对于中含量组分(1%~10%)的测定结果应保留(三)位有效数字;对于微量组分(<1%)的测定结果应保留(两)位有效数字。
9. 测定的精密度好,但准确度不一定好,消除了系统误差后,精密度好的,结果准确度就好。
(√)10. 定量分析中,精密度与准确度之间的关系是( C)(A)精密度高,准确度必然高(B)准确度高,精密度也就高(C)精密度是保证准确度的前提(D)准确度是保证精密度的前提11. 误差按性质可分为(系统)误差和(随机)误差。
分析化学 第四章 误差与实验数据的处理
Xi 10.0 10.1 9.3 10.2 9.9 9.8 10.5 9.8 10.3
9.9
X i- X ± 0.0 +0.1 -0.7* +0.2 -0.1 -0.2 +0.5* -0.2 +0.3
-0.1 ∑0 ∑|Xi- X|=2.4
(Xi-X)2 0.00 0.01 0.49 0.04 0.01 0.04 0.25 0.04 0.09
4
Ea 0.5617 0.5623 6 10
6 10 Er 100% 0.1% 0.5623
2014年10月30日星期四 分析化学教研室
例4-1
第7页
2. 误差的绝对值与绝对误差是否相同?
答:不相同。误差的绝对值是 Ea 或 Er ,绝对误差是Ea。
3. 常量滴定管可估计到±0.01 mL,若要求滴 定的相对误差小于0.1%,在滴定时,耗用体积 应控制为多少?
2014年10月30日星期四
分析化学教研室
第2页
本章知识结构
表征
准确度 精密度 误差 偏差 系统误差
绝对误差、相对误差
各类偏差:平均偏差,标准偏差等 两者的意义、关系
误
表示
特点
产生原因
差
分类
随机误差
过失
消除或减免方法
消除或减免——提高分析结果准确度的方法
2014年10月30日星期四 分析化学教研室 第3页
1.74 1.49 0.03 9
2014年10月30日星期四 分析化学教研室 第27页
每组数据相差0.03,如1.481.51,1.511.54 为了避免一个数据分在两个组内,将组界数据的精 度定提高一位,以5为界值 即1.4851.515, 1.5151.545。这样1.51就分在1.4851.515组 频 数:落在每个组内测定值的数目 相对频数:频数与样本容量总数之比
化工基础实验(教案)
化工基础实验(教案)第一章:化工实验基本原理与安全1.1 实验原理介绍化工实验的基本原理,如化学反应、物质分离与提纯等。
解释实验原理在化工生产中的应用。
1.2 实验安全强调实验安全的重要性,介绍实验中可能遇到的安全隐患。
讲解实验操作中的安全规则和应急处理方法。
第二章:实验基本操作与技巧2.1 实验操作规范学习实验操作的基本步骤,如仪器的使用、药品的取用等。
强调实验操作的准确性和规范性。
2.2 实验技巧与方法学习实验中的常用技巧,如滴定、色谱分析等。
介绍实验方法的选取和优化。
第三章:实验数据分析与处理3.1 实验数据采集讲解实验数据采集的方法和注意事项。
强调数据准确性和可靠性的重要性。
3.2 实验数据分析与处理学习实验数据的处理方法,如误差分析、数据拟合等。
第四章:常用化工实验设备与操作4.1 反应釜操作学习反应釜的使用方法,如启动、停止、温度控制等。
强调反应釜操作的安全性和稳定性。
4.2 离心机操作学习离心机的使用方法,如调整转速、平衡调整等。
强调离心机操作的正确性和安全性。
第五章:典型化工实验操作与分析5.1 溶液配制与分析学习溶液的配制方法,如准确称量、溶解等。
强调溶液配制的准确性和精确性。
5.2 物质分离与提纯实验学习物质分离与提纯的方法,如过滤、蒸馏等。
强调实验操作的准确性和安全性。
第六章:物理性质测定实验6.1 密度测定实验学习使用密度计和比重瓶等仪器进行密度测定。
介绍密度测定在化工过程中的应用。
6.2 熔点测定实验学习使用熔点测定仪进行熔点测定。
强调实验操作的准确性和可重复性。
第七章:化学反应速率和化学平衡实验7.1 反应速率测定实验学习使用不同的方法测定化学反应速率。
介绍反应速率在化工设计和操作中的应用。
7.2 化学平衡实验学习使用平衡釜进行化学平衡实验。
强调实验操作对平衡位置的影响。
第八章:分光光度计和原子吸收光谱仪实验8.1 分光光度计实验学习使用分光光度计进行溶液浓度的测定。
第四章数据处理技术第五节零点漂移与增益误差处理
① 零点校准:先令输入端短路(开关S1闭合),此时 有x=0,得到输出为y0,按式(4-4) , 有
式4-5
五、零点漂移与增益误差处理
1.误差模型
② 增益校准 :令输入端接上一个已知的标准电压(开 关S2闭合),此时有x=E,得输出为y1, 于是有
式4-6
③ 联立求解式(4-5)和式(4-6) ,可得两个误差 因子为
温度 变送器
压力 变送器
紫外 光源
样气分析池 排出
三通阀
臭氧滤除器
紫外光 检测器
多路 模拟 开关
AB
A/D
DB 微型 CB 计算机
阀控制
显示器
图4.22 臭氧分析仪结构示意图
五、零点漂移与增益误差处理
4.环境因素综合补偿技术与程序设计
(2)环境因素补偿技术
按式(4-9),吸收系数α是一个多变量函数,
当环境温度为0℃与大气压为0.101325MPa时,
吸收系数为α0。
五、零点漂移与增益误差处理
4.环境因素综合补偿技术与程序设计
(1)臭氧测量仪的工作原理 显然,由于吸收系数与环境因素有关,按式(4-8 )测量样气光强还不能准确知道臭氧浓度,还需要弄
清α随环境变化的规律,并进行补偿,才能真正解决问 题。现已知α与α0、T、p之间有下列近似关系:
其中
图4.17
x是输入的被测量(例如直流放大器的输入电压)
y是是带有误差的测量结果(例如放大器的输出电压)
ε是影响量(例如零点漂移或干扰) i是偏置量(例如直流放大器的偏置电流 ) k是影响特性(例如放大器增益的变化)
五、零点漂移与增益误差处理
1.误差模型
无误差的理想情况下: 系:
误差和实验数据的处理
经过计算发现两组数据的平均偏差都为0.24%,但显然第二组数据比较分散,并且有过大和过小的值,因此用平均偏差已不能反映出这两组数据的精密度的差异。
样本标准偏差
贰
总体标准偏差
壹
有限次测量 对平均值的离散
肆
体标准偏差与样本标准偏差
中位数xM:数据由小到大排列后中间的那个数(n为奇数)或中间相邻两个数据的平均值(n为偶数)。
样本大小(容量):样本中所含测量值的数目。幻灯片 7
样本平均值与总体平均值: 在无系统误差存在的前提下,μ= xT
例如:分析濠河水总硬度,依照取样规则,从濠河中取来供分析用2000mL样品水,这2000mL样品水是供分析用的总体,如果从样品水中取出20个试样进行平行分析,得到20个分析结果,则这组分析结果就是濠河样品水的一个随机样本,样本容量为20。
设x1、xn为异常值,则统计量Q为:
x1 , x2 , …… , xn-1, xn
式中分子为异常值与其相邻的一个数值的差值,分母为整组数据的极差。Q值越大,说明xn离群越远。Q称为“舍弃商”。当Q计算>Q表时,异常值应舍去,否则应予保留。
例6:书p97:例4-11
Q检验法
1
格鲁布斯(Grubbs)法
选择合适的分析方法
4.4 提高分析结果准确度的方法
减小测量的相对误差
分析天平每次称量误差为±0.0001克。一份样品需称量两次,最大绝对误差为±0.0002克,若要求相对误差<0.1%。计算试样的最小质量。
滴定管每次读数误差为±0.01mL。一次滴定中,需读数两次,最大绝对误差为±0.02mL,若要求相对误差<0.1%。计算消耗溶液的最小体积。
分析化学第四章误差与实验数据的处理
二、正态分布(高斯分布)
大量不含系统误差的测量数据一般遵从正态分布规律,这种 分布特性就是满足高斯方程的正态概率密度函数。
y f ( x)
1 2
( x )2
e 2 2
Y表示概率密度,x为单次测定值,µ为无限次测量的算术平 均值,即总体平均值(没有系统误差时,就是真值),ơ为 无限次测量的标准偏差
第三章误差与实验数据的处理
由统计学可得平均值的标 准偏差与单次测量的标准 偏差关系为:
对于有限次测量,则
第三章误差与实验数据的处理
式中
s x
称样本平均值的标准偏差。由以上两式
可以看出,平均值的标准偏差与测定次数的平
方根成反比。因此增加测定次数可以提高测定
的精密度。
第三章误差与实验数据的处理
(五)准确度和精密度的关系(p81图4-3)
偏差越大,精密度越低
偏差
绝对偏差
相对偏差
第三章误差与实验数据的处理
1.绝对偏差(d)=个别测定值—多次平均值= Xi X
2.相对偏差(dr)=
d
x
*100
0 0
偏差是用来衡量某个别测定值与平均值 的接近程度
若要衡量总体测定值与平均值 的接近程度,可用平均偏
差(均差)
3.3 平均偏差( d )= x1 x x2 x ........ xn x d1 d2 ....... dn
第三章误差与实验数据的处理
平均值1.62% 所在的组(第 五组)具有最 大的频率值, 处于它两侧的 数据组,其频 率值仅次之。 统计结果表明: 测定值出现在 平均值附近的 频率相当高, 具有明显的集 中趋势;而与 平均值相差越 大的数据出现 的频率越小。
第四章 实验数据的整理
第4章实验数据的整理及软件应用4.1 实验数据的整理化工原理实验的目的不仅仅是为了取得一系列的原始实验数据,而是通过这些数据得到各变量之间的定量关系,进一步分析实验现象,提出新的实验方案或得出规律,用于指导生产与设计。
要得到各变量之间的关系,就有必要对实验数据进行整理,对实验中获得的一系列原始数据进行分析,计算整理成各变量之间的定量关系,并用最合适的方法表示出来。
这是整个化工原理实验过程中一个非常重要的环节。
在化工原理实验中,处理实验数据的方法通常有三种:(1)列表法:列表法是将实验数据按照自变量与因变量的关系以一定的顺序列在表格中,表示各变量之间的关系,反应变量之间的变化规律。
这是数据处理的第一步,也是数据绘图或者整理成数学公式的基础。
(2)图示(解)法:图示(解)法是将实验数据的函数关系用图线的形式来表示,从而揭示自变量与因变量之间的关系。
图示(解)法可以直观、清晰地显示出相应变量之间的变化规律,便于分析和比较数据的极值点、转折点、变化率以及其他特性,并能方便地标出变量的中间值,得到曲线相应的数学表达式,分析、比较和确定数学表达式的常熟,用外推法求解一般测量方法难以测量的数据。
对于比较精确的图形可以在不知数学表达式的情况下进行微积分运算。
因此,图示(解)法应用十分广泛。
(3)回归分析法:回归分析法是处理数据变量之间相互关系的一种数理统计方法。
该法可以从大量散点数据中寻找到反映数据之间的统计规律,得到最大限度符合实验数据的拟合方程式,并判断拟合方程式的有效性,有利于计算机进行计算。
4.1.1 列表法4.1.1.1 实验数据表数据表操作简单明了,有利于阐明某些实验结果的规律。
如果设计合理,可以同时表达几种变量,而且不易混淆。
实验数据表中随时记录测量的数据,所以在实验之前,要根据实验目的和待测参数进行设计与绘制,在进行实验时就可以清晰、完整地将实验数据记录下来。
在原始数据记录表中,应逐相列出实验所需要测量的所有参数名称及其单位,并注意采用与测量仪表相一致的有效位数,在对较大数量级的表达上,应尽量采用科学计数法。
数据处理分析课后答案
化工数据分析与处理(课后作业)第一章 误差原理与概率分布1、某催化剂车间用一台包装机包装硅铝小球催化剂,额定标准为每包净重25公斤,设根据长期积累的统计资料,知道包装机称得的包重服从正态分布,又其标准差为σ=0.75公斤,某次开工后,为检验包装机的工作是否正常,随机抽取9包催化剂复核其净重分别为:试问包装机目前的工作状况如何? 解:先做原假设 假设H 0:μ=μ0构造统计量:Z =nx /σμ--~N(0,1)-x =∑x i /n=25.45σ=0.75μ=μ0=25 得:Z =1.8查表得:Φ ( 1.8 ) = 0.9641给出适当的α ,取α=0.05,1- α = 0.95 < 0.9641 落在大概率解范围内接受H 0则 μ=μ0 ,即包装机目前工作正常。
气总平均值的0.95置信区间。
解:因为P =1-α=0.95 所以α=1-0.95=0.05σ不知,所以只能用t 分布 即用S 代替σ S 2=1)(--∑-n x x i =0.048515789 S=0.220263-x =3.21令T =nS x /μ--~t(n-1,2α)则有:P(-At <T <At)=1-α=1-0.05n-1=20-1=192α=0.025 查表得:At (19,0.025)=2.0930估计区间为:P(-x -At(n-1, 2α)*n S <μ<-x +At(n-1, 2α)*nS =0.95所以:3.21-2.0930*200.220263<μ<3.21+2.0930*200.220263即:3.21-0.100425<μ<3.21+0.100425所以:3.109575<μ<3.3104253、某厂化验室用A,B 两种方法测定该厂冷却水中的含氯量(ppm ),每天取样一次,下面是试问:这两种方法测量的结果有无显著的差异?一般可取显著水平α=0.01. 解:因为是用两种方法来测同一个溶液,故把所测氯含量为母体。
南通大学《试验设计与数据处理》复习要点
《试验设计与数据处理》复习要点第一章误差分析一、真值与平均值1、真值:指在某一时刻和某一状态下,某量的客观值或实际值。
2、平均值(1)算术平均值:x̅=x1+x2+⋯+x nn =∑x in同样试验条件下,多次试验值服从正态分布,算术平均值是这组等精度试验值中的最佳值或最可信赖值。
(2)加权平均值:x̅w=w1x1+w2x2+⋯+w n x nw1+w2+⋯+w n =∑w i x i∑w i(3)对数平均值:x̅L=x1−x2ln x1x2=x2−x1ln x2x1,试验数据的分布曲线具有对称性(4)几何平均值:lg x̅G=∑lg x̅in(5)调和平均值:H=n∑1x i二、误差的基本概念1、绝对误差=测得值-真值,结果可正可负。
2、相对误差=绝对误差/真值≈绝对误差/测得值,结果可正可负。
3、算术平均误差∆=∑|x i−x̅|n4、标准误差(1)样本标准差s=√∑(x i−x̅)2n−1=√∑x i2−(∑x i)2/nn−1(2)总体标准差σ=√∑(x i−x̅)2n =√∑x i2−(∑x i)2/nn三、误差来源及分类根据误差的性质或产生原因,可分为随机误差、系统误差、粗大(过失)误差。
1、随机误差:在一定试验条件下,以不可预知的规律变化着的误差;2、系统误差:在一定试验条件下,由某个或某些因素按照某一确定的规律起作用而形成的误差;3、粗大(过失)误差:一种显然与事实不符的误差。
四、试验数据的精准度1、精密度:反映随机误差大小的程度,是指在一定的试验条件下,多次试验值的彼此符合程度或一致程度;2、正确度:指大量测试结果的(算术)平均值与真值或接受参照值之间的一致程度,反映了系统误差的大小,是指在一定的试验条件下,所有系统误差的综合;3、准确度:反映系统误差和随机误差的综合,表示了试验结果与真值或标准值的一致程度。
五、试验数据误差的统计检验1、随机误差的检验随机误差的大小可用试验数据的精密程度来反映,而精密度的好坏又可用方差来度量,所以对测试结果进行方差检验,即可判断随机误差之间的关系。
试验设计与数据处理第4章回归分析
a' ln a
y' ln y
yˆ abx ln yˆ ln a xln b
yˆ a bx
a' ln a
b' ln b
对数函数 (logarithmic function)
x' lg x
yˆ a blg x
yˆ a bx'
x' ln x
yˆ a bln x
yˆ a bx'
幂函数 (power function)
(2)回归系数的确定 根据最小二乘法原理 :求偏差平方和最小时的回归系数
偏差平方和:
n
n
Q ( yi $yi )2 ( yi a b1x1 b2x2 ... bmxm )2
i 1
i 1
根据:
Q 0
Q 0
a
bj
得到正规方程组,正规方程组的解即为回归系数。
应用条件:
注意:虽然模型要求因变量是连续数值变量,但对自变量的类型不限。若 自变量是分类变量,特别是无序分类变量,要转化为亚变量才能分析。对 于自变量是分类变量的情形,需要用广义线性回归模型分析。
-1≤r≤1 r=±1:x与y有精确的线性关系
y
y
r=1 x
r=-1
x
r<0:x与y负线性相关(negative linear correlation) r>0:x与y正线性相关(positive linear correlation)
y y
0<r<1 x
-1<r<0 x
r=0
r=0
y y
b0 11.9259 0.1424 5.8126 0.3515 2.8407 0.2706 6.1467 0.6382 9.1185
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某罐头厂生产肉类罐头,其自动装罐机在正常工作
时每罐净重服从正态分布N(500,64)(单位,g) 。某日随机抽查10瓶罐头,得净重为:505,512,
497,493,508,515,502,495,490,510。问装
罐机当日工作是否正常?
为了降低犯两类错误的概率,一般从选取适当的
和增加试验重复次数 n来考虑。因为选取 数值小的显著水平 值可以降低犯Ⅰ类型错误的概率,
著差异。
甲生产线(x1) 71 56 54 71 57 62 69 73 72 65 62 62 54 78 70 58 53 78 63 67 乙生产线(x2) 53 54 60 56 49 51 53 66 58 70 70 66 65 52 71 58 55 53 56 55
74 62 61 77 59
n≥30)。
【例4-1】某罐头厂生产肉类罐头,其自动装罐机在正
常工作时每罐净重服从正态分布N(500,64)(单 位,g)。某日随机抽查10瓶罐头,得净重为:505
,512,497,493,508,515,502,495,490,510
。问装罐机当日工作是否正常?
(1) 提出假设 无效假设H0:μ =μ 0=500g,即当日装罐机每 罐平均净重与正常工作状态下的标准净重一样。 备择假设HA:μ≠μ0,即罐装机工作不正常。 (2)确定显著水平 α =0.05(两尾概率)
小或试验误差越大,就越容易将试验的真实
差异错判为试验误差。
显著性检验的两类错误归纳如下:
表4-1 显著性检验的两类错误
客观实际
检验结果 否定 H 0 Ⅰ型错误( ) 推断正确(1- ) 接受 H 0 推断正确(1- ) Ⅱ型错误( )
H 0 成立 H 0 不成立
因而,不能仅凭统计推断就简单地作出绝 对肯定或绝对否定的结论。 “有很大的可靠性,但有一定的错误率” 这 是统计推断的基本特点。
显著水平
但与此同时也增大了犯Ⅱ型错误的概率,所以显著水
平 值的选用要同时考虑到犯两类错误的概率的大小。
四、双侧检验与单侧检验
某罐头厂生产肉类罐头,其自动装罐机在正常工作
时每罐净重服从正态分布N(500,64)(单位,g)
。某日随机抽查10瓶罐头,得净重为:505,512,
497,493,508,515,502,495,490,510。问装 罐机当日工作是否正常?
第四章 统计假设检验
本章主要内容
统计假设检验概述 样本平均数的假设检验 二项百分率的假设检验 统计假设检验中应注意的问题 参数的区间估计
第一节 统计假设检验概述
统计假设检验的意义和基本原理
统计假设检验的步骤
统计假设检验的几何意义与两类错误
两尾检验与一尾检验
一、 统计假设检验的意义和基本原理
t0.05( 7 )= 双侧 t0.10( 7 )= 1.895,t=1.000<
0
单侧t0.05(7),P > 0.05 ,不能否定H0 : ≤
=5.5%,可以认为该批绿茶的含水量符合规定要 求。
[练习1]某植物油厂在正常生产情况下,豆油中的平
均酸价为3.5,经抽查了9份样品,测得其酸价为3.8, 4.0, 3.9, 4.1,4.2,4.0,4.2,3.7,4.1,问该生产 线生产是否正常?
(3)构造统计量,并计算样本统计量值 样本平均数: 均数标准误: 统计量u值:
x=
x = 505 512 510=502.70
i
n
10
=
x
n
=
8 =2.530 10
x 0 502.70 500 u = = 1.067 / n 8 / 10
(4)统计推断 由显著水平α =0.05,查附表,得临界值u0.05= 1.96。实际计算出的 u= 1.067 u = 1.96表明,试验
统计假设检验的意义 例1:某一酿造厂新引进一种酿醋曲种,以原 曲种为对照进行试验。已知原曲种酿出的食醋 醋酸含量平均为μ 0=9.75%,其标准差为σ = 5.30%。现采用新曲种酿醋,得到30个醋样, 测得其醋酸含量平均为 x = 11.99%。问新曲 种是否好于原曲种?
1 2 从试验的表面效应与试验误差的权衡比
如果试验中难以控制的因素较多,试验
误差可能较大,则显著水平可选低些,即α
值取大些。反之 ,如试验耗费较大,对精
确度的要求较高,不容许反复,或者试验结
论的应用事关重大,则所选显著水平应高些,
即α值应该小些。
差异显著性判定:
差异不显著
差异显著 差异极显著
统计假设检验的两类错误 因为在显著性检验中,否定或接受无效假 设的依据是“小概率事件实际不可能性原理”, 所以我们下的结论不可能有百分之百的把握。
这样,在α水平上否定域有两
个 , u和 ,对称 u , 地分配在u分布曲线的两侧尾
部,每侧的概率为α/2,如图 4-3所示。这种利用两尾概率 进行的检验叫 双侧检验(twosided test),也叫双尾检验
(two-tailed test),
验的临界u值。
为双侧检 u
因为|t|>t0.01, P<0.01, 故应否定H0,接受HA, 表
明新老工艺的每100g加工出的果冻量差异极显著。(在 统计量t上标记**)
[例4-3]某名优绿茶含水量标准为不超过5.5%。现有
一批该绿茶,从中随机抽出8个样品测定其含水量,
平均含水量
x =5.6%,标准差S=0.3%。问该批
绿茶的含水量是否超标?
单侧检验
如酿醋厂的企业标准规定,曲种酿造醋的醋酸含量应保持
在12%以上(μ0),如果进行抽样检验,样本平均数x
0
,
该批醋为合格产品,但如果
x 0 时,可能是一批不合格产
品。对这样的问题,我们关心的是 x
所在总体平均数μ是否小
于已知总体平均数数μ0(即产品是否不合格)。此时,无效假
设应为H : 0 0 (产品合格),备择假设则应为 HA : 0
二、两个样本平均数的差异显著性检验
在实际工作中还经常会遇到推断两个样本平
H A: ,即新老工艺有差异。 0
(2)确定显著水平 α=0.01
(3)计算t值
所以
x
=520g,S=12g
S 12 均数标准误 S x= = =3 n 16
x 0 520 500 t = =6.667 * * Sx 3
自由度 df n 1 16 1 15
(4)查临界t值,作出统计推断 由df =15,查t值表(附表3)得t0.01(15)=2.947,
较中间接地推断处理效应是否存在,这 就是显著性检验的基本思想。
统计假设检验的基本原理
0.05
在统计学上,把小概率事件在一次试验中看成是 0.01 实际不可能发生的事件称为小概率事件实际不可 0.001 能性原理,亦称为小概率原理。小概率事件实际 称 之 不可能性原理是统计学上进行假设检验(显著性 为 检验)的基本依据。
显著性检验可能出现两种类型的错误: Ⅰ型错误 与Ⅱ型错误。
Ⅰ型错误又称为 错误,就是把非真实的差异 错判为是真实的差异,即实际上H0正确,检验结果 为否定H0。犯Ⅰ类型错误的可能性一般不会超过所 选用的显著水平 ;
Ⅱ型错误又称为 错误,就是把真实的 差异错判为是非真实的差异,即实际上HA正 确,检验结果却未能否定H0。 犯Ⅱ类型错 误的可能性记为 ,一般是随着 0 的减 小或试验误差的增大而增大,所以 0 越
(1)提出无效假设与备择假设
≤ =5.5%,HA: > 0 H0:
0
(2)计算 t 值
S 0.003 Sx = = =0.001 n 8 x 0 0.056 0.055 t= = =1.000 Sx 0.001
df n 1 8 1 7
(3)查临界t值,作出统计推断 单侧
单个样本平均数的u 检验
u 检验(u-test),就是在假设检验中利用
标准正态分布来进行统计量的概率计算的检验方
法。Excel中统计函数(Ztest)。
有两种情况的资料可以用u检验方法进行分析:
样本资料服从正态分布 N(μ,σ2),并且总体方 差σ2已知; 总体方差虽然未知,但样本平均数来自于大样本(
0.0 5
表面效应仅由误差引起的概率P>0.05,故不能否定
H0 ,所以,当日装罐机工作正常。
单个样本平均数的t 检验
t 检验(t-test)是利用t分布来进应用于总体
方差未知时的小样本资料(n<30)。
S 均数标准误 S x= n
x 0 统计量t t Sx
其中, 样本容量。
x 为样本平均数,S为样本标准差,n为
[例4-2]用山楂加工果冻,传统工艺平均每100g加工
500g果冻,采用新工艺后,测定了16次,得知每
100g山楂可出果冻平均为520g,标准差12g。问新工
艺与老工艺在每100g加工果冻的量上有无显著差异?
(1)提出无效假设与备择假设
H 0: 0,即新老工艺没有差异。
78 63 74 62 70
65 58 58 60 68
69 62 56 69 57
[例3]:意大利对进口谷物六六六(丙怀)农药残留限
量为0.5mg/kg,现我国某地区出口大米抽样检验所 得10个试样的检验结果,0.51、0.48、0.43、0.56、 0.53、0.52、0.49、0.51、0.50、0.47,问能否放 行?
[例1]某一酿造厂新引进一种酿醋曲种,以原曲种为
对照进行试验。已知原曲种酿出的食醋醋酸含量平