Page 16 - 6830

4) перевіряютьвідсутністьабонаявністькореляціїміж результатами

спостереженьаргументів попарно;

5) розраховують результат вимірювання та оцінкипараметрівйоготочності;
6) визначаютьдовірчувипадковупохибку, невиключенісистематичніпохибки та

загальнупохибку результату вимірювання.
Розглянемоокремівипадкиобробкирезультатівопосередкованихбагатократнихвимірюван

ь при лінійній та нелінійнійзалежностях виду (5.1).

При лінійнійзалежностівирази (5.2) і (5.3) співпадають, тому за результат
опосередкованоговимірюванняприймають:

m
y   b j j x (5.4)
j 1

де j x оцінкаj-го аргумента, за яку

частішевсьогоприймаютьсереднєарифметичнерезультатівспостережень, яке є

незміщеною,визначальною та ефективноюоцінкою при нормальному
розподілірезультатівспостереженьх ji .При цьомуоцінка y також буде незміщеною,

визначальною та ефективною. Допущення про нормальний закон

розподілурезультатівспостереженьаргументів в багатьохвипадкахсправджується.
Якщодопущення є невірним, то замістьсередньогоможуть бути використанііншіефективніоцінки

Якщооцінкиаргументів є корельованими, то необхідно знати

коефіцієнтипопарноїкореляції, якийміж аргументами х хі x hпри умові,
щокількістьрезульгатівспостережень кожного із них є однаковою, тобтоn k=n h=n j,

визначається так:

∑ ∑ ∑

= (5.5)

де   -результат і -го спостереженняh-го та k:-гоаргументів;
,
k i h i
 , -оцінкиСКBрезультатівспостереженьаргументів   які у свою
,
x k x h k i h i
чергувизначаються так:
j n 2 n j 2
,

x 
x 
 x    k k x   n  1  x    h i h x   n  1  (5.6)
j
j
k
i 1 j h i 1 i
Розглянемовипадокнелінійноїзалежності (5.1). Результат
опосередкованоговимірювання у цьомувипадкувизначається шляхом підстановки у (6.3)
оцінокаргументів. Так як оцінкау є зміненою, то залежновідвеличинизміщення в (6.3) може
бути введена поправка шляхом врахуваннятретього члена ряду Тейлора: