Наблюдатель со стандартным отклонением

В основе микростатических оценок нормально распределенных случайных величин лежит распределение Стьюдента, которое связывает между собой три основные характеристики выборочной совокупности ширину доверительного интервала, соответствующую ему доверительную вероятность и объем выборки или число степеней свободы выборки = п — . Применение распределения Стьюдента для оценки неизвестного среднего ц нормальной случайной величины х основано на следующем. Пусть х, х , Хп — независимые наблюдения (результаты анализа) нормальной случайной величины X с неизвестными наблюдателю средним р, и дисперсией (т . Вычислим соответствующие выборочные параметры j и 5 и составим дробь t — х — р,) /5. Эта Дробь имеет рас- пределение Стьюдента с = п—1 числом степеней свободы. Сравним величину I с аргументом функции Лапласа и. Если ыл — мера отклонения среднего результата анализа от математического чэжидания р, в единицах генерального стандартного отклонения [c.92]

Аллен [12] предложил метод замены дшожества совокупностей функций сложения отдельных наблюдателей одной совокупностью функций, отличающихся от функций сложения стандартного наблюдателя на стандартное, среднеквадратичное отклонение, рассчитанное для ряда совокупностей функций сложения отдельных наблюдателей. Эта особая группа функций определяет нового наблюдателя, которого Аллен назвал наблюдателем со стандартным отклонением. [c.219]

Для этого нового наблюдателя может быть установлен частный индекс метамеризма, определение которого возможно с помощью описанного ранее метода (2.25) —(2.27). Дополнительный стандартный наблюдатель МКО 1964 г. должен быть заменен наблюдателем со стандартным отклонениедг. Новые координаты цвета, по-видимому, отличаются от первоначальных на величину, соответствующую стандартному отклонению между функциями сложения отдельных наблюдателей и стандартного наблюдателя. Вновь для оценки степени метамеризма можно рассчитать цветовые различия. [c.219]

Представляющая интерес величина различий в цветности определялась степенью ошибок, сделанных наблюдателем при установке равенства по цветности. Наблюдаемое поле в 2° имело яркость 48 кд-м (или 15 миллиламберт). Расположенное вокруг него поле в 21° имело яркость около 24 кд м . Поле окружения воспроизводит дневной свет (стандартное излучение С МКО). Результаты Мак Адама представлены на рис. 2.79. Каждая исследуемая точка цветности окружена эллипсом, представляющим собой геометрическое место точек, соответствующих различиям в цветности относительно центра и равных стандартному отклонению при уравнивании цветности. Для наглядности оси эллипсов на рис. 2.79 увеличены в 10 раз. Вновь мы отмечаем, что область зеленых цветов на цветовом графике х, у) выглядит сильно растянутой, а синевато-пурпурных — сжатой. [c.341]

К другому классу данных по воспринимаемости относятся эллипсы из экспериментов по уравниванию цвета, которые были рассмотрены выше (рис. 2.79). Строго говоря, эти данные применимы к цветовым различиям, меньшим порога воспринимаемости. Всякий раз, когда наблюдатель устанавливал цветовое равенство между двумя половинками поля в визуальном колориметре, он, конечно, уменьшал цветовое различие между двумя стимулами до тех пор, пока его величина не станет слишком малой для того, чтобы ее можно было воспринять. Непостоянство его повторных показаний используется для оценки статистики порогового различия. Обычно предполагают, что стандартные отклонения повторных показаний, увеличенные почти в три раза, соответствуют пороговому различию, т. е. различию, которое наблюдатель может оценить как едва воспринимаемое. Так ли это, совершенно не ясно, и, строго говоря, эллипсы из экспериментов по уравниванию цвета должны относиться к подпороговым данным воспринимаемости. Для того чтобы эти зллипсы представляли геометрические места точек, соответствующих едва воспринимаемым различиям, их нужно увеличить в размере. Чтобы перейти от едва воспринимаемых различий к средним или большим, их необходимо увеличить многократно. Это требует проведения дополнительной экспериментальной работы. В зтом плане было выполнено несколько работ [ИЗ, 411, 421, 522], однако их результаты, по-видимому, не согласуются друг с другом и, таким образом, не являются убедительными. [c.368]

Такой индекс может быть полезным в двух важных случаях. Большинство метамерных несамосветящихся стимулов метамерны как относительно стандартного наблюдателя МКО 1931 г., так и относительно дополнительного стандартного наблюдателя МКО 1964 г. Если используется стандартный наблюдатель МКО 1931 г., стимулы одноцветны при полях зрения от 2 до 4°. Если же имеют дело с дополнительным стандартным наблюдателем МКО 1964 г., то стимулы одноцветны при наблюдении полей зрения с размерами 10° или более. В общем случае стимулы, одноцветные при малых полях, не обязательно останутся одноцветными при больших полях зрения, и наоборот (рис. 2.22). Величина отклонения от равенства будет зависеть от различий по спектру между двумя стимулами. В этой связи и предлагается оценивать различия между спектрами [c.216]

Некоторые результаты калибровки системы термоэлемент — гальванометр, полученные с помощью 4 стандартных ламп двумя разными наблюдателями, приведены в табл. 7-13. Средние значения отклонений гальванометра, определенных независимо двумя наблюдателями, сравниваются в столбце 5. Видно, что меяоду результатами различных наблюдателей существует хорошее совпадение. Константа гальванометра (СС, столбец 6) определяется как отношение энергии (в эрг), попадающей за 1 сек на термобатарею, к отклонению гальванометра. Относительное постоянство 68 в опытах с различными интенсивностями показывает, что в исследуемом интервале система линейно зависит от интенсивности это является свидетельством правильности регулировки системы. [c.620]

Справочник химика 21

Химия и химическая технология