Визначення наявності лінійного зв'язку між в'язкістю та теплоємкістю

Лінійна кореляція між незалежною і залежною величинами. Зміст методу найменших квадратів та аналізу рівняння регресії. Визначення параметрів емпіричної формули. Особливість використання способу Лагранжа. Характер параболічної та зворотної інтерполяції.

Рубрика Экономико-математическое моделирование
Вид курсовая работа
Язык украинский
Дата добавления 08.10.2015
Размер файла 162,7 K

Отправить свою хорошую работу в базу знаний просто. Используйте форму, расположенную ниже

Студенты, аспиранты, молодые ученые, использующие базу знаний в своей учебе и работе, будут вам очень благодарны.

Размещено на http://www.allbest.ru/

18

Міністерство освіти і науки України

Одеський національний політехнічний університет

Хіміко-технологічний факультет

Кафедра органічних і фармацевтичних технологій

ПОЯСНЮВАЛЬНА ЗАПИСКА

до курсової роботи по курсу „Обчислювальна математика і програмування”

за темою „Опрацювання ексериментальних даних”

Виконав:

Гончарук Н. В.

Перевірив:

Білоус В.М.

Одеса-2004

Завдання на курсове проєктування:

1

2

3

4

5

6

7

8

x, %

1,68

7,86

5,13

2,71

0,61

21,5

21,5

13,5

y, 1/час

3445

2685

2890

3320

3620

1360

1360

1990

Рекомендовані залежності:

y=a+bx; у=10

у=a+bx2 ; у=1/(а+bх) .

Таблиця 2

T, К

0

100

200

300

400

500

600

700

·108, Па·с

685

930

1170

1390

1650

1880

2120

2370

·104,Вт/(м·К)

130,3

227,9

352,4

500,1

673,4

864,1

1081

1330

Ср, кДж/(кг·К)

1,440

1,842

2,223

2,587

2,943

3,273

3,608

3,956

1) Дослідити наявність лінійного зв'язку між вязкістю () та теплоємкістю (Ср).

2) Визначити значення параметрів при температурах:.530С,75С,750С.

3) Визначити, при якій температурі

а) теплоємкість (Ср) буде рівнятися 2,60 кДж/(кг·К);

б) коєфіцієнт вязкості () буде рівнятися 1510-6 Па·с.

Реферат

В представленой пояснювальній записці міститься 40 сторінок друкованого тексту. Записка містить в собі чотири графіки на яких представлені залежності Y від X. Представлено 15 таблиць які містять в собі висхідні данні і результати обчислень.

В данній курсовій роботі були проведені розрахунки з використанням різноманітних методів математичної обробки експериментальних данних. Був проведений аналіз результатів отриманних за допомоги різноманітних методів, а також були порівнені, методи якими ми користувалися в роботі, методи обробки експериментальних даних по простоті використання і по точності отриманних результатів. Був розрахован вибірковий коефіцієнт кореляції, характеризуючий силу лінійного кореляційнного звязку між X та Y. З використанням методів параболічного інтерполювання і метода Логранжа були розраховані значення фізичних величин в заданних невузлових точках, результати отримані по заданим методам були сопоставлені і проаналізовані.

Зміст

Введення

1. Кореляційний аналіз

1.1 Лінійна кореляція

1.2 Практична частина до лінійної кореляції між незалежною і залежною величинами

1.3 Лінійна кореляція між випадковими фізичними величинами

1.4 Практична частина до лінійної кореляції між випадковими величинами

2. Лінійний регресійний аналіз

2.1 Метод найменших квадратів

2.2 Аналіз рівняння регресії

2.3 Практична частина до лінійно регресійного аналізу

3. Представлення експериментальних даних формулами без використання МНК

3.1 Вибір емпіричної формули. Метод вирівнювання

3.2 Визначення параметрів емпіричної формули

3.3 Практична частина до методів апраксимації

4. Інтерполяція функцій

4.1 Параболічна інтерполяція

4.2 Практична частина до параболічної інтерполяції

4.3 Метод Лагранжа

4.4 Практична частина до метода Лагранжа

4.5 Зворотна інтерполяція

4.6 Практична частина до зворотної інтерполяції

Висновок

Література

Додатки

Введення

Математичне опрацювання і аналіз результатів експерименту необхідні як студентам технічних вузів, так і інженерам-дослідникам і інженерам-технологам. Недостатнє знання ними сучасних методів математичного опрацювання та аналізу результатів експерименту викликає звичайно серйозні утруднення і призводить до застосування спрощених і недостатньо обгрунтованих прийомів. Це відноситься до питань добору емпіричних формул і оцінки їхніх параметрів, оцінки істинних значень величин, що вимірюються, і точності вимірів, дослідження кореляційних залежностей.

Виконуючи дану курсову роботу, студенти закріплюють навички практичного застосування основних методів опрацювання й аналізу результатів експерименту до різноманітних питань хімії і хімічної технології.

При виконанні курсової роботи використовуються як прикладні програми, які є в наявності в бібліотеці програм ХТФ, так і самостійно розроблені програмні продукти.

1. Кореляційний аналіз

Під кореляцією розуміється всякий зв'язок між двома або декількома досліджуваними явищами. Кореляція може бути детерміністичною або випадковою (імовірнісною). Перший тип зв'язку визначається строгими закономірностями, які описуються фізико-хімічними формулами. Другий тип зв'язку тільки передбачається, тому що відсутні теоретичні передумови, які свідчать про наявність такого зв'язку.

1.1 Лінійна кореляція

Як правило при кореляційному аналізі досліджуються тільки лінійні зв'язки між величинами, а статистичні критерії свідчать про наявність або відсутність передбачуваного лінійного зв'язку. Тому негативна відповідь при перевірці гіпотези про кореляцію може означати не тільки відсутність зв'язку, але і можливу наявність нелінійної залежності між досліджуваними величинами.

Для кількісної оцінки лінійної кореляції користуються вибірковим коефіцієнтом парної кореляції rxy - безрозмірною величиною до значень середніх квадратичних відхилень досліджуваних величин:

Коефіцієнт кореляції за абсолютною величиною не перевершує одиниці (|rxy| 1).

Залежність коефіцієнта кореляції перевіряється по формулі:

H=|rху|

при числі вимірів n до 10 для різноманітних значень надійності складають:

при Р = 0,9 H =1,65;

при Р = 0,95 H = 1,90;

при Р = 0,99 H = 2,29.

Якщо для емпіричного коефіцієнта кореляції rху H=|rxy| виявиться більше критичного значення H, то з надійністю Р слід відкинути гіпотезу про некорельованість аналізованих величин.

При інженерних розрахунках рівень довірчості Р=0,95 достатній.

1.2 Практична частина до лінійної кореляції між незалежною і залежною величинами

Проведемо кореляційний аналіз і встановимо наявність лінійного звязку між експерименальними даними (вихідні дані 1). За допомогою прикладної програми mnk.lk (див. додаток 1, блок-схема цього методу прдставлена в 3437.КР2004-ХТ03303.002ГТ ст.5) розраховуємо використовуючи х та у з табл. 1, отримаємо такі дані:

; ; .

; ;

Коефіцієнт кореляції розраховується за формулою (1.1), використовуючи потрібні дані з табл. 2.1:

Значимість коефіцієнта кореляції перевіряємо по значенню H за формулою (1.2):

H = 0,9965 = 2,63;

Для рівня довірчості 0,95 табличне значення Hтабл=1,90, а в нашому випадку Н>Нтабл, отже коефіцієнт кореляції є значущим і гіпотеза про лінійний зв'язок x і y може бути прийнята з рівнем довірчості 0,95.

1.3 Лінійна кореляція між випадковими фізичними величинами

Розглянемо другий варіант, припустимо відомо, що випадкові величини x и y пов'язані лінійною кореляційною залежністю (обидві лінії регресії прямі). Для характеристики сили лінійного кореляційного зв'язку між величинами х і у по дослідним даним знаходимо вибірковий коефіцієнт кореляції:

де Sх, Sу - вибіркові середні квадратичні відхилення:

Перевірка значущості коефіцієнта кореляції викладена вище.

1.4 Практична частина до лінійної кореляції між випадковими величинами

Проведемо дослідження наявності лінійного звязку між двома випадковими фізичними властивостями (вихідні дані 2). За допомогою прикладної програми mnk.lk (див. додаток 1, блок-схема цього методу прдставлена в 3437.КР2004-ХТ03303.002ГТ ст.5) розраховуємо використовуя х та у з табл. 1.1, отримаємо такі дані:

; ; .

; ;

Таблиця 1.1 Вихідні дані

х=108, Пас

685

930

1170

1390

1650

1880

2120

2370

y=Ср,кДж/(кгК)

1,440

1,842

2,223

2,587

2,943

3,273

3,608

3,956

Вибірковий коефіцієнт кореляції для вязкості і теплоємністі визначимо за формулою (1.3), попередньо зробивши розрахунки за формулами (1.4-1.6):

;

Sx;

Sy;

r.

Коефіцієнт кореляції значущий, тому що H =0,8613=2.27 більше табличного для рівня значущості 0,95 (Hтабл=1,90). Таким чином, можна вважати достатньо тісною лінійну залежність між вязкістю і теплоємкістю, що можемо побачити на 3437.КР2004-ХТ03303.002ГТ ст.7, де задані експериментальні точки розташовані на графіку у координатах х та у (х=108, а у=Ср).

Тепер знайдемо коефіцієнт кореляції для незалежної T і залежної . За допомогою прикладної програми mnk.exe (див. додаток 1) розраховуємо використовуючи х та у з табл. 1.2, отримаємо такі дані:

; ; .

; ;

Таблиця 1.2 Вихідні дані

x=T, K

0

100

200

300

400

500

600

700

y=108,Пас

685

930

1170

1390

1650

1880

2120

2370

За формулою (1.1) знаходимо коефіцієнт кореляції:

rxy=

Значимість коефіцієнта кореляції перевіряємо по значенню H за формулою (1.2):.

, критерій значущості більше табличного, тобто кореляційний звязок присутній між цими фізичними величинами.

Перевіримо також чи є кореляційний звязок між незалежною T і залежною Сp За допомогою прикладної програми mnk.lk (див. додаток 1) розраховуємо використовуя х та у з табл. 1.3, получаємо такі дані:

; ; .

; ;

Таблиця 1.3 Вихідні дані

x=T, K

0

100

200

300

400

500

600

700

y=Ср, кДж/(кгК)

1,440

1,842

2,223

2,587

2,943

3,273

3,608

3,956

За формулою (1.1) знаходимо коефіцієнт кореляції:

rxy

Коефіцієнт кореляції занадто велик, знайдемо Н

Н

Звідки видно, що ці дві фізичні властивості мають кореляційний звязок.

Ці додаткові розрахунки підтверджують кореляційний звязок між двома випадковими фізичними властивостями вязкістю і теплоємністю.

2. Лінійний регресійний аналіз

Дослідження й оптимізація складних, неорганізованих систем можливі лише за допомогою рівняння регресії. Проте не завжди експериментальний матеріал дає можливість знайти зручний і точний вид моделі. У більш загальному випадку математична модель створюється на підставі статистичного методу - регресійного аналізу.

Рівняння регресії представляє математичну форму залежності фізичної величини, що досліджується, від факторів, що впливають на неї. Вибір того або іншого виду рівняння (що залежить від самого дослідника, який пропонує модель) визначає точність (адекватність), з якою модель описує в необхідних межах реальну дійсність. Методи регресійного аналізу дозволяють із декількох різноманітних по виду моделей вибрати найбільш адекватну. Регресійний аналіз зводиться до визначення на підставі експериментальних даних коефіцієнтів моделі (коефіцієнтів регресії), оцінки значущості величин цих коефіцієнтів і ступеня адекватності моделі.

При статистичній оцінці ступеня адекватності моделі експериментальним результатам найбільше часто використовують критерій величини квадрата відхилення цих результатів від розрахункових значень, отриманих на підставі даної моделі. Процедура оцінки значень коефіцієнтів регресії і адекватності, при якій квадрат відхилення є мінімальним, називається методом найменших квадратів (МНК).

2.1 Метод найменших квадратів

Емпірична формула в загальному виді може бути записана так:

= F(хi, aj),

де хi - незалежні змінні, aj - коефіцієнти емпіричної залежності.

Відповідно до методу найменших квадратів найкращими будуть коефіцієнти, знайдені за умови:

min {R(aj)} = (i = 1, 2,... ,n; j = 0, 1,... , m)

тобто мінімуму суми квадратів відхилень між експериментальними (yi=f(xi)) і розрахунковими () значеннями.

При фіксованих значеннях xi функція R(aj) є позитивно визначеною функцією (заданою і неперервною на інтервалі [х1, хn]) і, отже має екстремум. Необхідною умовою існування екстремуму функції декількох змінних є рівність нулю частинних похідних.

На практиці, як правило, при визначенні коефіцієнтів по методу найменших квадратів будь-яку емпіричну залежність доцільно потрібно призвести до лінійного виду. Розглянемо одержання системи нормальних рівнянь для даної функції.

Потрібно визначити коефіцієнт емпіричної формули

= F(хi,aj) = a + b • хi.

Тоді вираз (1.10) прийме вид:

R (aj, хi) = (yi - a + b • хi)2

Нормальна система для визначення a і b буде мати такий вид:

= 2 ( yi - a + b • хi) • 1 = 0

= 2 (yi - a + b • хi) • хi = 0

Зробивши найпростіші перетворення, одержимо:

a • n + b • хi = yi

a • хi + b • хi2 = хi • yi

Розв'язавши систему (2.7), одержуємо значення a і b. Підставивши їх у вираз (2.3), отримаємо вид емпіричної формули.

Коефіцієнти регресії b і a можна обчислити по формулах:

b = ;

В усіх цих виразах коефіцієнти регресії визначаються на підставі вимірів, проведених у n експериментальних точках (n >2).

2.2 Аналіз рівняння регресії

Дисперсія адекватності моделі характеризує міру відхилення даних , отриманих розрахунком по рівнянню регресії (1.11) від реальних експериментальних результатів yi для i-ої точки, у якій проведено вимір. Значення знаходять по формулі:

= ,

при числі ступенів свободи f = n - 2.

Після обчислення коефіцієнтів моделі a і b обчислюють дисперсії і , пов'язані з визначенням коефіцієнтів:

=;

= ,

при числі ступенів свободи f = n - 2.

Після обчислення дисперсій варто перевірити статистичну значущість a і b. Ця перевірка дає відповідь на питання про те, чи проходить пряма (1.11) через початок координат або ні, і чи відрізняється кут її нахилу від 450. Найбільше простим критерієм значущості для такої перевірки є критерій Стьюдента (t-критерій). Розмір критерію Стьюдента залежить від рівня довірчості Р і числа ступенів свободи f, тобто t = t (Р, f). Значення критерію Стьюдента для Р = 0,95 приведені в табл. 2.1.

Таблиця 2.1 Значення критерію Стьюдента для рівня довірчості Р = 0,95

n-k

1

2

4

6

8

10

15

20

30

t

12,7

4,30

2,80

2,45

2,30

2,23

2,03

2,09

2,04

де n - число дослідів, k - число констант, що визначаються із них.

Довірчі границі a і b для цих коефіцієнтів обчислюються за формулами:

a = t • Sa;

b = t • Sb.

Коефіцієнти рівняння значущі, якщо виконуються умови a>a і b>b.

Після визначення коефіцієнтів регресії та оцінки їхньої значущості (по абсолютній величині) перевіряють адекватність самого рівняння регресії. Відхилення розрахункового значення від експериментального yi може мати місце або тому, що обрана модель недосконала, або внаслідок випадкових похибок. Тому статистична оцінка адекватності проводиться по F-критерію:

Fексп = ,

при числі ступенів свободи чисельника n-2, а знаменника n (m-1). Тут -дисперсія відтворності при вимірі величини y або вибіркова дисперсія.

Значення критерію Фішера для рівня довірчості Р = 0,95 приведені в табл. 2.2.

Таблиця 2.2 Значення критерію Фішера для рівня довірчості Р = 0,95

m-1

(п-k)

F-критерій при різних n-k

1

2

4

6

8

10

16

40

1

161

200

225

234

239

242

246

251

2

18,50

19,00

19,25

19,33

19,37

19,39

19,43

19,47

3

10,13

9,55

9,12

8,94

8,84

8,78

8,69

8,60

4

7,71

6,94

6,39

6,16

6,04

5,96

5,84

5,71

5

6,61

5,79

5,19

4,95

4,82

4,74

4,60

4,46

6

5,99

5,14

4,53

4,28

4,15

4,06

3,92

3,77

7

5,32

4,46

3,84

3,58

3,44

3,34

3,20

3,06

де m - число паралельних дослідів.

Вибіркова дисперсія визначається при опрацюванні результатів паралельних вимірів yi у кожній точці по формулі:

Вибіркову дисперсію можна розрахувати, знаючи усереднену похибку вимірів. Коли не існує даних для визначення вибіркової дисперсії по результатам паралельних вимірів. У такому випадку, вибіркову дисперсію визначаємо по точності Р=2%. Середнє відхилення виміру у:

y = 0,02 уср = 0,02

При мінімальній кількості паралельних вимірів у кожній точці m=2 максимальне значення дисперсії відтворності складе:

=

Якщо значення Fексп, отримане по формулі (2.13), менше табличного при обраному рівні значущості, то рівняння адекватно описує експериментальні результати. Якщо Fексп > Fтабл, варто запропонувати інший вид рівняння і досліджувати нове рівняння регресії.

2.3 Практична частина до лінійно регресійного аналізу

Розглянемо вихідні дані 1 (табл.(1)) і рекомендовані нам залежності, проведемо регресійний аналіз для всіх рекомендованих залежностей та виявимо яка з них найкраще описує експериментальні дані.

Почнемо з рівняння У=a+bХ (1). За допомогою прикладної програми mnk.exe (див. додаток 1) знаходимо значення

,

використовуючи х та у з табл.2.3.получені результати теж знаходяться в таб 2.3.

Використовуючи потрібні дані., за формулою (2.7) получимо систему нормальних рівнянь:

Знайдемо значення коефіцієнтів регресії за допомогою спеціальної прикладної програми mnk.exe (див. додаток 2).

a=3569,705566;

b=-106,591774.

Для оцінки значущості обчислених коефіцієнтів регресії необхідно визначити дисперсію адекватності отриманої лінійної моделі Y=3569,705566 -106,591774 Х

Таблиця 2.3 Дані для розрахунків коефіцієнтів нормальних рівнянь.

X

Y

X2

XY

(Y-)2

1

1.68

3445

3390.6313

2955.950439

2

7.86

2685

2731.8942

2199.07421

3

5.13

2890

3022.8897

17659.65820

4

2.71

3320

3280.8418

1533.364868

5

0.61

3620

3504.6845

13297.6484

6

31.0

295

265.3605

878.49609

7

21.5

1360

1277.9824

6726.8833

8

13.5

1990

2130.7166

19801.1484

83.99

1.9605010

1.7041410

1.1817310

19605.001

65052,222656

Для цього розраховуємо значення - розрахункові, використовуючи рівняння (1.1) і порівнюємо їх із значенням Y (табл.2.3).

Для оцінки значущості обчислених коефіцієнтів регресії розраховуемо дисперсію адекватності за формулою (2.10):

S2ад

Для оцінки значимості коефіцієнтів рівняння регресії визначимо дисперсії і по рівнянню (2.11).

;

;

Sb=3,6310; Sa=52,9950

Використовуючи формули (2.12) і обравши з табл. 1.4 t = 2,45 знаходимо довірчі границі а і b.

а = 2,45 . 52,9950=129,8377; b = 2,45 3,6310=8,8959

Так як по абсолютному розміру а>а и b>b, то коефіцієнти рівняння значущі.

Розрахуємо вибіркову дисперсію за формулою (2.16), де за формулою (2.15) розраховується:

;

Критерій Фішера складе за формулою:

.

f1=n-k=8-2=6,

,

де n = 8 - кількість експериментальних точок; k = 2 - кількість знайдених коефіцієнтів моделі; m = 2 - кількість паралельних вимірів у кожній точці (приймаємо мінімальне значення m = 2).

По табл. 1.5 F6,1 = 234. Оскільки Fексп<Fтабл, то досліджувана лінійна модель може бути прийнята як адекватна.

Розглянемо тепер друге рівняння y = (2) нелінійної регресії. Задану залежність необхідно попередньо призвести до лінійного виду. Позначивши У = lgy , X=x, lny=a+bx , які розраховуються з використанням х та у (вихідні дані 1) , одержимо таку лінійну залежність Y=A+BX. За допомогою прикладної програми mnk.lk (див. додаток 1) знаходимо значення

, ,

використовуючи Х та Y з табл. 2.4, получeні результати знаходяться теж в табл. 2.4.

Вживая потрібні дані з табл. 2.4, за формулою (2.7) отримаємо систему нормальних рівнянь:

Таблиця 2.4 Дані для розрахунків коефіцієнтів нормальних рівнянь.

X = x

Y=lgy

X2

XY

1

1.68

3.5371

3.5845

0.002256

2

7.86

3.4289

3.3858

0.001857

3

5.13

3.4608

3.5287

0.004610

4

2.71

3.5211

3.4642

0.003276

5

0.61

3.5587

3.6188

0.003612

6

31.0

2.4698

2.6421

0.02969

7

21.5

3.1335

2.9475

0.03459

8

13.5

3.2988

3.2046

0.008874

83.9900

26.4086

1.7041410

2.5082810

26.3762

0.08877

Знайдемо значення коефіцієнтів регресії за допомогою спеціальної прикладної програми mnk.exe (див. додаток 2).

a = 3.63849

b = -0.032139 Для оцінки значущості обчислених коефіцієнтів регресії необхідно визначити дисперсію адекватності отриманої лінійної моделі Y=3.638493 - 0.032139X (2.1)Для цього розраховуємо значення - розрахункові, використовуя рівняння (2.1) і порівнюємо їх із значенням Y (табл. 1.7).

Дисперсію адекватності знаходиться за формулою (2.10):

S2ад

Для оцінки значимості коефіцієнтів рівняння регресії визначимо дисперсії і за формулою.

;

;

=0.5456; =0.0042415.

Використовуючи формули (2.12) і обравши з табл. 2.1 значення критерію Стьюдента при n - k = 6, що дорівнює t = 2,45 знаходимо довірчі границі а і b.

a = 2,45 0.5456 = 1.33672; b = 2,45 0.00001799 = 0,000044075

Так як по абсолютному розміру a>a и b>b, то коефіцієнти рівняння значущі. Оскільки ми позначили Y=lgy, X=x. Тоді залежність прийме вид:

у= 10 (2.2) Розрахуємо за рівнянням 2.2 отримані дані в таблиці 2.5.

Перевіримо адекватність аналізованої моделі (2.2). Дисперсія адекватності моделі розраховуеться по формулі (2.10) для рівняння (2.2) (дані з табл. 2.5):

S2ад

Таблиця 2.5 Розрахункові по рівнянню 2.2 та сума квадратів відхилень

х

у

1

1.68

3445

3841.4879

157202.6548

2

7.86

2685

2431.5346

64244.709

3

5.13

2890

2975.9109

7380.6827

4

2.71

3320

3559.5599

57388.9456

5

0.61

3620

4158.0356

289482.3069

6

31.0

295

438.7165

20654.4323

7

21.5

1360

886.1444

224539.1297

8

13.5

1990

1601.8302

150675.7936

83.99

1.960510

19893,22

971568.6546

При мінімальній кількості паралельних вимірів у кожній точці m=2 максимальне значення дисперсії складе (за формулою (2.16)), де за формулою (2.15) розраховується:

;

Знаходимо критерій Фішера за формулою (2.13):

.

Табличне значення критерію Фішера (Fтабл) знаходимо по числу ступенів свободи чисельника () і знаменника ()

По табл. 2.2 F6,1 = 234. Оскільки Fексп<Fтабл, то досліджувана нелінійна модель адекватна результатам експерименту.

Розглянемо тепер третє рівняння у=1/(a+bx) (3). Задану нелінійну залежність необхідно попередньо призвести до лінійного виду, а саме зробивши заміну Y=, X=x, розрахувавши Х і Y використовуючи х і у (вихідні дані (1)), одержимо Y=a+bX. За допомогою прикладної програми mnk.lk (див. додаток 1) знаходимо значення , , використовуючи Х та Y з табл. 2.6, получені результати знаходяться теж в табл. 2.6.

Використовуючи потрібні дані з табл. 2.6, за формулою (2.7) получимо систему нормальних рівнянь:

Знайдемо значення коефіцієнтів регресії за допомогою спеціальної прикладної програми mnk.exe (див. додаток 2).

a=-0.000101,

b=0.000083.

Таблиця 2.6 Дані для розрахунків коефіцієнтів нормальних рівнянь.

X=x

Y=

X2

XY

1

1.68

0.00029

0.001293

0.000001

2

7.86

0.00037

0.006422

0.0000366

3

5.13

0.00034

0.004156

0.00001451

4

2.71

0.000301

0.002350

0.00000419

5

0.61

0.00027

0.0004053

0.000000018

6

31.0

0.00338

0.02563

0.000495018

7

21.5

0.00073

0.01839

0.00031184

8

13.5

0.000502

0.011104

0.0001124

83.99

6.183010

1.7041410

0.133372

0.06975

0.0009756

Для оцінки значущості обчислених коефіцієнтів регресії необхідно визначити дисперсію адекватності отриманої лінійної моделі Y=-0.000101+0.000083X (3.1)Для цього розраховуємо значення - розрахункові, використовуючи рівняння (3.1) і порівнюємо їх із значенням Y (табл. 2.6).

Дисперсію адекватності розраховуемо за формулою (2.10):

S2ад

Для оцінки значимості коефіцієнтів рівняння регресії визначимо дисперсії і по рівнянню (2.11), використовуючи необхідні дані з табл. 2.6.

;

;

Sb=4.466610; Sa=0.648910. Використовуючи формули (2.12) і обравши t = 2,45 знаходимо довірчі границі b і a.

b = 2,45 4.466610 = 10.9431710; a = 2,45 0.648910 = 1.589810

Так як по абсолютному значенню b<b і a<a, то коефіцієнти рівняння не значущі. Оскільки в силу введення нами позначень Y=, X=x, тоді залежність прийме вид:

у=1/(-0,000101+0,000083x)

Розрахуємо за рівнянням 3.2 отримані дані в таблиці 2.7.

Перевіримо адекватність аналізованої залежності аналогічно попередньомім варіантам. Вибіркова дисперсія (за формулою 2.10) складе:

S2ад=

;

Таблиця 2.7 Розрахункові по рівнянню 3.2 та сума квадратів відхилень

х

у

1

1.68

3445

26014,56816

509385504,0

2

7.86

2685

1813,631225

759283,5625

3

5.13

2890

3078,91252

35687,878906

4

2.71

3320

8010,894817

22553678,0446

5

0.61

3620

-19853,08716

550985856,054

6

31.0

295

404,5307443

11996,987305

7

21.5

1360

594,000594

586755,06250

8

13.5

1990

980,872976

1018337,31250

83.99

1.960510

21044,324

1085337088,0

Критерій Фішера складе за формулою (2.13):

.

По табл. 2.2 F6,1 = 234. Оскільки Fексп>Fтабл, то досліджувана нелінійна модель не адекватна.

Розглянемо останнє четверте рівняння нелінійної регресії y=a+bх2 (4). Задану нелінійну залежність необхідно попередньо призвести до лінійного виду, а саме зробивши найпростіші заміни Y=y, X=х2, одержимо Y=a+bX . За допомогою прикладної програми mnk.lk(див. додаток 1) знаходимо значення

,,

використовуючи Х та Y з табл. 2.8, получені результати знаходяться теж в табл. 2.8

Таблиця 2.8 Визначення коефіцієнтів системи нормальних рівнянь.

X=x2

Y=y

X2

XY

1

2,8224

3445

3128,82083

99925,00468

2

61,7796

2685

2938,63439

64193,51562

3

26,3169

2890

3052,96587

26557,87383

4

7,3441

3320

3134,27848

42321,34322

5

0,3721

3620

3136,80923

243473,3121

6

961

295

32,438353

68938,61848

7

462,25

1360

1644,2018

80770,68899

8

182,25

1990

2549,0515

312538,6082

1704,14

1.960610

1,1749810

1,5522210

19617,21

466471,0495

Використовуючи потрібні дані з табл. 2.8, за формулою (2.7) получимо систему нормальних рівнянь:

Знайдемо значення коефіцієнтів за допомогою спеціальної прикладної програми mnk.exe (див. додаток 2).

a=3139,011719;

b=-3,231606.

Для оцінки значущості обчислених коефіцієнтів регресії необхідно визначити дисперсію адекватності отриманої лінійної моделі Y=3139,011719-3,231606X (4.1)

Для цього розраховуємо значення - розрахункові, використовуючи рівняння (4.1) і порівнюємо їх із значенням Y (табл. 2.8).

Дисперсія адекватності розраховуемо за формулою (2.10):

S2ад.

Для оцінки значимості коефіцієнтів рівняння регресії визначимо дисперсії і за формулою (2.11).

;

;

Sb=2,36772; Sa=1107,33.

Використовуючи формули (2.12) і обравши t = 2,45 знаходимо довірчі границі а і b.

а = 2,45 1107,33 = 2712,95; b = 2,45 2,36772 = 5,8009

Так як по абсолютному розміру а>а и b<b, то коефіцієнти рівняння не значущі. Оскільки в силу введення нами позначень Y=y, X=x2. Тоді залежність прийме вид:

y=3139,011719-3,231606x2

Так як особливих математичних перетворень не було, лише заміна X=x2, то розрахункові значення і по рівнянню (4.2) будуть відповідати значенням і розрахованим по рівнянню (4.1), тобто не треба робити ще одну таблицю, а можна скористатися табл. 2.8, де

Перевіримо адекватність аналізованої залежності аналогічно попередньомім варіантам. Вибіркова дисперсія (за формулою 2.16) складе:

;

Критерій Фішера складе за формулою (2.13):

.

По табл. 2.2 F6,1 = 234. Оскільки Fексп<Fтабл, то досліджувана нелінійна модель неадекватна результатам експерименту.

3. Представлення експериментальних даних формулами без використання МНК

Для розрахунків і оптимізації, як правило, замість табличних даних і графіків використовуються формули, що відбивають закономірності табличного або графічного матеріалу. Коли теорія процесу відсутня, дослідник змушений сам створювати математичну модель, тобто визначити її вид і обчислити коефіцієнти до неї. Найбільше коректно цю процедуру можна виконати з використанням МНК. Проте існують і інші достатньо прості способи підбору емпіричних рівнянь, основні з яких розглянуті нижче.

3.1 Вибір емпіричної формули. Метод вирівнювання

У деяких випадках доводиться підбирати формулу, порівнюючи криву, побудовану за даними спостережень, із типовими графіками формул. Такі графіки приведені в довідниках. Іноді виявляється, що емпірична крива схожа на декілька кривих, рівняння яких різні. Тому, перед тим, як визначати чисельні значення коефіцієнтів в обраній емпіричній формулі, необхідно перевірити можливість її використання. Метод вирівнювання полягає в зміні функції y = F(x) таким чином, щоб перетворити її в лінійну функцію. Досягається це шляхом заміни змінних х і у новими змінними X=q(x,y) і Y=g(x,y), що вибираються так, щоб утворилося рівняння прямої лінії:

Y = a + b Х

Обчисливши значення Xi і Yi по заданим xi і yi, наносять їх на графік (діаграму) із прямокутними координатами (X, Y). Якщо побудовані таким способом точки розташовуються поблизу прямої лінії, то обрана емпірична формула y=F(x) підходить для характеристики залежності y=f (x).

3.2 Визначення параметрів емпіричної формули

Як правило, пошук параметрів здійснюється для емпіричної формули, приведеної до лінійного виду.

Метод обраних точок

Нехай емпірична формула має вид (1.24). Потрібно знайти значення коефіцієнтів а і b.

Нанесемо на координатну площину дослідні точки (Xi,Yi). Як найближче до цих точок проводимо пряму (наближаюча пряма). На цій прямій вибираємо дві (по числу параметрів) довільні точки N1 (X1,Y1) і N2 (X2,Y2), не обов'язково збіжними з точками (Xi,Yi) і якнайдалі віддаленими друг від друга. Координати цих точок підставляємо в рівняння (1.24), одержуємо систему:

Y1 = a • X1 + b

Y2 = a • X2 + b

Вирішуючи її, знаходимо а і b.

Метод середніх

Нехай емпірична формула має вид (1.24). Підставимо у неї в місце Х і Y дослідні значення Xi і Yi. Оскільки ліва частина формули звичайно не дорівнює правої, одержимо систему рівнянь:

a • X1 + b - Y1 = E1;

a • X2 + b - Y2 = E2;

a • Xn + b - Yn = En;

де Е1, Е2 ,..., Еn - відхилення, що можуть бути як позитивними, так і негативними.

Відповідно до методу середніх, за найкращу емпіричну залежність приймається та, що забезпечує нульове значення суми відхилень по всіх експериментальних точках, тобто алгебраїчна сума відхилень дорівнює нулю.

Для визначення параметрів а і b формули (1.24) поступають таким чином:

Складають умовні рівняння Yi =a • Xi + b, число котрих m дорівнює числу значень Хi і Yi .

Умовні рівняння розбивають на приблизно рівні групи, число котрих n дорівнює числу коефіцієнтів, що потрібно визначити (у даному випадку - 2).

Рівняння, що входять у кожну з цих груп, складають. Для даного випадку одержуємо два рівняння:

= a • + k • b;

= a • + (m-k) • b.

З цих рівнянь знаходять невідомі коефіцієнти a і b.

Групувати рівняння треба в порядку монотонної зміни однієї з змінних.

3.3 Практична частина до методів апраксимації

Розглянемо емпіричну залежність y=a+bx (1). Так як це лінійна функція, то ні яких перетворень не буде і x та y лишаються без будь-яких перетворень (значення x та y табл.1). Лишається нанести їх на графік у координатах х та у (див. 3437.КР2004-ХТ0303.002ГТ ст.1). Очевидно, що точки добре укладаються на пряму, що доказує можливість застосування рівняння (1) для опису експериментальних даних. Знайдемо тепер коефіцієнти цього рівняння методом обраних точок. Виберемо на прямій, побудованій в методі вирівнювання, довільні точки найбільш віддалені одна від одної, координати цих точок N(0,61;3620), L(31;295), та складемо систему нормальних рівнянь: кореляція регресія емпіричний інтерполяція

.

Рішивши цю систему отримаємо такі значення коефіцієнтів:

b=-109,41099548; a=3686,74072266.

В результаті отримаємо рівняння y=3686,74072266-109,41099548x (3.1), та розрахуємо по ньому розрахункові і похибку по величині суми квадратів відхилень (табл. 3.1), яка склала114751,0104.

Таблиця 3.1 Розрахунок та відхилення.

х

y

1

1,68

3445

3502,9303

3355,91963

2

7,86

2685

2826,7711

2099,0448

3

5,13

2890

3125,4628

55442,730

4

2,71

3320

3390,2372

4933,2642

5

0,61

3620

3620,0001

0,000001

6

31,0

295

295,0028

0,00000784

7

21,5

1360

1334,4063

655,037479

8

13,5

1990

2209,693

48265,01425

83,99

1,96050

114751,0104

Тепер знайдемо коефіцієнти цього рівняння тільки методом середніх точок. Тут будуть брати участь усі єкспериментальні точки. Де в обовязковому порядку або X, або Y повинні монотонно змінюватися у системах (значення X та Y у табл. 3.1).

;

Просуміруємо рівняння у кожній системі, та отримаємо нову систему:

Рішивши цю систему отримаємо такі значення коефіцієнтів:

b=-108,92409515;

a=3594,60034180.

В результаті отримаємо рівняння y=3594,60034180-108,9240x (1.1), розрахуємо по ньому розрахункові і похибку по величині суми квадратів відхилень (табл. 3.2, де x та y беруться з табл. 1, вихідні дані 1), яка склала 69525,8113.

Таблиця 3.2 Розрахунок та відхилення.

1

3411,608

1115,0256

2

2738,457

2857,65084

3

3035,820

21263,4724

4

3299,416

423,7010

5

3528,156

8435,3203

6

217,9563

5935,7317

7

1252,7343

11505,9304

8

2124,1263

17988,979

69525,8113

Також можна знайти коефіцієнти цього рівняння методом найменших квадратів, але ж це ми робили у лінійно регресіному аналізі для усіх 4-х рівнянь, зокрема для першого рівняння вона склала 65052,2226.

При застосуванні трьох методів виявилось, що похибка по величині суми квадратів відхилень сама найменша у методі обраних точок (для рівняння (1) табл.3.1). Тобто цей метод можна вважати условно кращим для знаходження коефіцієнтів ємпірічної залежності.

Розглянемо другу емпіричну залежність y = (2). Перевіримо можливість використання її. Ввівши нові значення змінних Y=lny, X=x, lny=a+bx приведемо її до лінійного виду Y=а+bX . Розрахуємо нові значення змінних X та Y (табл. 2.4) і їх розташовуємо на графіку з координатами Х і Y (3437.КР2004-ХТ03303.002.ГТ ст.2). Як видно, отримані точки не дуже добре укладаються на пряму, отже, даною емпіричною формулою не можна описати єкспериментальні дані.

Розглянемо третю емпіричну залежність у=1/(a+bx) (3), Ввівши нові значення змінних Y=, X=x, приведемо її до лінійного виду Y=a+bX. Получені значення Х та Y (розраховані у попередньому завданні (табл. 2.6) розташовуємо на графіку з координатами Х і Y (див. 3437. КР2004-ХТ03303.002.ГТ ст.3). Очевидно, що точки не укладаються на пряму, отже, даною емпіричною формулою не можна описати єкспериментальні дані.

Розглянемо слідуючу емпіричну залежність y=a+bх2 (4). Перевіримо можливість використання її. Ввівши нові значення змінних Y=y і X= х2, приведемо її до лінійного виду Y=b+aX . Розрахуємо нові значення змінних X та Y (табл. 2.8) і їх розташовуємо на графіку з координатами Х і Y (3437 КР2004-ХТ03303.002.ГТ ст.4). Як видно, отримані точки не укладаються на пряму, отже, даною емпіричною формулою не можна описати єкспериментальні дані.

Що в методі регресійного аналізу, що в апроксимації вид рівняння, що описує в необхідних межах реальну дійсність повинен обирати сам дослідник. Але ж іноді виявляється, що одні і тіж дані, які укладаються на графіку у яку-небудь криву, можно описати різними видами рівнянь. Отже тепер потрібно перевірити яке з них найкраще підійде, цим і займаються методи регрересивного аналізу і апроксимації.

У даній курсовій роботі представлені деякі дослідні дані, до них рекомендуються декілько рівнянь описуючи теоретично ці дослідні дані. Провевши регресійний аналіз кожної функції, виявилось, що (1) рівняння підходять для описання дослідних даних. Перевіривши цю функцію методом апроксимації (метод вирівнювання), виявилось, що вона підходить, тобто воно описує експериентальні дані в деяких межах. Розрахували коєфіціенти a і b і оцінили похибку по величині суми квадратів відхилень різноманітними методами отримали такі результати:

методом обраних точок - 114751,0104.

методом середніх точок - 69525,8113.

методом найменших квадратів - 65052,2226.

Похибка по величині суми квадратів відхилень сама найменша в методі найменших квадратів, тобто цей метод можна вважати усмовно кращим для знаходження коефіцієнтів ємпірічної залежності.

4. Інтерполяція функцій

Інтерполяцію можна розглядати як процес визначення для даного аргументу х , який не потрапляє в таблицю экспериментальних значень, значення функції у=f(х) по її декількох відомих значеннях. Задача інтерполяції полягає в наступному. Потрібно побудувати функцію Рn(х) (інтерполюючу функцію), яка б приймала ті ж значення, що і функція f(х), яку ми визначаємо (що інтерпелюється), для вузлових значень аргументу х0, х1, ... , хn.

У загалі залежність, якої підпорядковується функція, може бути апроксимована багаточленом ступеня n:

Рn(x) = y = a0 + a1 • x + a2 • x2 + ... + an • xn.

4.1 Параболічна інтерполяція

Для визначення коефіцієнтів багаточлена (2.1) необхідно мати n+1 вузлову точку. Аналітичне визначення коефіцієнтів інтерполяційного багаточлена для n+1 точки зводиться до рішення системи лінійних рівнянь n+1 порядку, кожне з яких являє собою вираз (2.1), записаний для визначеної вузлової точки

yi = a0 + a1 • xi + a2 • xi2 + ... + an • xin

де i = 1, 2,. . . n+1.

Даним методом побудови інтерполяційного поліному зручно користуватися, маючи ЕОМ і відповідні програми. У бібліотеці прикладних програм ХТФ ОДПУ є програми для рішення систем лінійних рівнянь методами Гаусса і Зейделя (gz.exe), якими можна користуватися при рішенні цієї задачі.

4.2 Практична частина до параболічної інтерполяції

Використовуючи метод параболічної інтерполяції визначимо необхідну ступінь поліному, його коефіцієнти і значення параметрів у зазначених невузлових точках по вихідним даним 2. Складемо по кожній заданій температурі для кожного параметру поліном починая з першого ступеню.

1) При Т=530С знайдемо , складемо поліном першого порядку. Для цього виберемо з таблиці експериментальних даних (див. вихідні дані 2) 2 точки між якими знаходиться задана Т .Та складемо систему нормальних рівнянь. Поліном першого ступеню прийме вид:

108=y=a0+a1x; де x=T.

Дві точки між якими лежить заданий х:

x0=500; x1=600;

y0=1880; y1=2120.

Система нормальних рівнянь прийме вид:

Рішати усі системи нормальних рівнянь ми будемо за допомогою прикладної програми GZ1.EXE (дивись додаток 2), зокрема і цю систему, коефіцієнкти якої приймуть значення:

a0=680; a1=2.4.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=530 у поліном першого ступеню 108=y=680+2.4x=1952, звідси =1,95210-5 Пас.

Ступінь поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо аналогічно попередньому прикладу. Поліном другого ступеню прийме вид:

108=y=a0+a1x+a2x2;

Оберемо три точки найближче розташовані коло заданого х=Т=530

x0=400; x1=500; x2=600;

y0=1650; y1=1880; y2=2120.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=830; a1=1.849; a2=0.0005.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=530 у поліном другого ступеню 108=y=830+1.849x+0.0005x2=1950.42, звідси =1,95010-5 Пас

Тепер перевіримо похибку за формулою , коли <5, тоді даний поліном найменшого порядку нам підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі.

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=680; a1=2.4 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=530С =1,95210-5 Пас.

2) Аналогічно розраховуємо для Т=530С, =?

Починаємо з найменшої степені поліному:

104=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=500; x1=600;

y0=864,1; y1=1081.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=-220,400146; a1=2,169.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=530 у поліном першого ступеню 104=y=-220,400146+2,169x=929,1698 , звідси =9,291610-2 Вт/(мК)

Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

104=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=400; x1=500; x2=600;

y0=673,4; y1=864,1; y2=1081.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=172; a1=0,727; a2=0.0013.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=530 у поліном другого ступеню 104=y=172+0,727x+0.0013x2=923,08, звідси =9,230810-2Вт/(мК)

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=172; a1=0,727; підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=530С =9,291610-2 Вт/(мК)

3) Аналогічно розраховуємо для Т=530С, Ср=?

Починаємо з найменшої степені поліному:

Ср=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=500; x1=600;

y0=3,273; y1=3,608.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=1,597; a1=0,00335.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=530 у поліном першого ступеню Ср=y=1,597+0,00335x=3,3725, де Ср=3,3725 кДж/(кгК)

Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

Ср=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=400; x1=500; x2=600;

y0=2,943; y1=3,273; y2=3,608.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=1.673; a1=0,003074; a2=0.00000025.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=530 у поліном другого ступеню Cp=y=1.673+0,003074x+0.00000025x2=3.372, де Ср=3,372 кДж/(кгК)

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=1,597; a1=0,00335 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=530С Ср=3,3725 кДж/(кгК)

4) Аналогічно розраховуємо для Т=75С, =?

Починаємо з найменшої степені поліному:

108=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=0; x1=100;

y0=685; y1=930.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=685; a1=2.45000005.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=75 у поліном першого ступеню108=y=685+2.45000005x=868.75, звідси =0,868710-5 Пас.

Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

108=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=0; x1=100; x2=200;

y0=685; y1=930; y2=1170.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=685; a1=2.4749; a2=-0.00025.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=75 у поліном другого ступеню 108=y=685+2.4749x-0.00025x2=869.211, звідси =0,869210-5 Пас.

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=685; a1=2.45000005 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=75С =0,868710-5 Пас

5) Аналогічно розраховуємо для Т=75С, =?

Починаємо з найменшої степені поліному:

104=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=0; x1=100;

y0=130.3; y1=227.9.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=130.3; a1=0.9759.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=75 у поліном першого ступеню 104=y=130.3+0.9759x=203.4925, звідси =2,034910-2 Вт/(мК)

Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

104=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=0; x1=100; x2=200;

y0=130.3; y1=227.9; y2=352.4.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=130.3; a1=0.84149; a2=0.001345.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=75 у поліном другого ступеню 104=y=130.3+0.84149x+0.001345x2=200.9773, звідси =9,291610-2 Вт/(мК)

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=130.3; a1=0.9759 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=75С =2,034910-2 Вт/(мК)

6) Аналогічно розраховуємо для Т=75С, Cp=?

Починаємо з найменшої степені поліному:

Cp=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=0; x1=100;

y0=1.44; y1=1.842.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=1.44; a1=0.00402.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=75 у поліном першого ступеню Cp=y=1.44+0.00402x=1.7415, де Ср=1,7415 кДж/(кгК)

Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

Cp=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=0; x1=100; x2=200;

y0=1.44; y1=1.842; y2=2.223.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=1.44; a1=0.004125; a2=-0.00000105.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=75 у поліном другого ступеню Cp=y=1.44+0.004125x-0.00000105x2=1.7434, де Ср=1,7434 кДж/(кгК)

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=1.44; a1=0.00402 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=75С Ср=1,7415 кДж/(кгК)

7) Аналогічно розраховуємо для Т=750С, =?

Починаємо з найменшої степені поліному:

108=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=700; x1=600;

y0=2370; y1=2120.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=620; a1=2.5.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=750 у поліном першого ступеню 108=y=620+2.5x=2495, звідси =2,49510-5 Пас.

Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

108=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=700; x1=600; x2=500;

y0=2370; y1=2120; y2=1880.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=830.000122; a1=1.84999; a2=0.0005.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=750 у поліном другого ступеню 108=y=830.000122+1.84999x+0.0005x2=2498.7426, звідси =2,49810-5 Пас.

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=620; a1=2.5 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=75С =2,49510-5 Пас

8) Аналогічно розраховуємо для Т=750С, =?

Починаємо з найменшої степені поліному:

104=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=700; x1=600;

y0=1330; y1=1081.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=-413; a1=2.49000001.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=750 у поліном першого ступеню 104=y=-413+2.49000001x=1454.5, звідси =14,54510-2 Вт/(мК)

Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

104=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=700; x1=600; x2=500;

y0=1330; y1=1081; y2=864.1.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=261.09948; a1=0.4035016; a2=0.001605.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=750 у поліном другого ступеню 104=y=261.09948+0.4035016x+0.001605x2=1466.5381, звідси =14,665310-2 Вт/(мК)

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=-413; a1=2.49000001 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=750С =14,54510-2 Вт/(мК)

9) Аналогічно розраховуємо для Т=750С, Cp=?

Починаємо з найменшої степені поліному:

Cp=y=a0+a1x; x=T.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=700; x1=600;

y0=3.956; y1=3.608.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=1.51999974; a1=0.00348.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=750 у поліном першого ступеню Cp=y=1.51999974+0.00348x=4.129999, де Ср=4,1299кДж/(кгК) Степень поліному підвищуємо на 1, та розраховуємо:

Cp=y=a0+a1x+a2x2;

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=700; x1=600; x2=500;

y0=3.956; y1=3.608; y2=3.273.

Складемо систему нормальних рівнянь:

За допомогою прикладної програми GZ1.EXE знаходимо коефіцієнти рівняння:

a0=1.79299998; a1=0.002635; a2=0.00000065.

Складемо інтерполяційний поліном, підставивши х=Т=750 у поліном другого ступеню Cp=y=1.79299998+0.002635x+0.00000065x2=4.13487498, Ср=4,1387кДж/(кгК)

Так як <5, то поліном першого порядку при a0=1.51999974; a1=0.00348 підходить для описання експериментальних даних на деяком відрізкі, тобто при Т=750С Ср=4,1299кДж/(кгК)

4.3 Метод Лагранжа

Даний метод не є єдиним способом побудови інтерполяційного поліному. Інший підхід, яким часто користуються на практиці, називається методом Лагранжа.

Нехай при х=х0, х1, ... , хn функція f(х) приймає відповідно значення у0, у1,... , уn. Багаточлен ступеня не вище n, що приймає у вузлових точках задані значення, має вид:

Рn(х)=у=.

Цей багаточлен (2.3) називається інтерполяційною формулою Лагранжа і має такі властивості:

При заданій сукупності вузлових точок будова багаточлена можлива тільки єдиним способом.

Багаточлен Лагранжа може бути побудовано при будь-якому розташуванні вузлів інтерполяції (включаючи і нерівномірне). У нашому випадку ми починаэмо з многочлена n=1, тобто треба ввести 2 точки і многочлен прийме вид:

При введені заданого х та 2-х точек у програму Лагранжа по цьому многочлену ВМС розраховує у. При використанні многочлена n=2, тобто потрібно вже 3 точки і многочлен прийме вид:

Далі все аналогічно попередньому.

4.4 Практична частина до метода Лагранжа

Використовуючи метод Лагранжа знайдемо , і Ср при заданій T.

1)При Т=530С знайдемо =? Будемо використовувати многочлен n=1, тоді кількість точок повинна бути 2. При рішені цієї задачи можна використати пркладну програму LAGRANG.EXE (див. Додаток 3), що ми і зробимо.

Оберемо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=500; x1=600;

y0=1880; y1=2120.

Введемо їх у програму, також введемо заданий х=Т=530 та отримаємо такі результати 108=y=1952, де =1,95210-5 Пас

Перейдемо до моногочлена n=2, тоді потрібна кількість крапок буде дорівнювати 3.

Оберемо три точки найближче розташовані коло заданого х=Т=530

x0=400; x1=500; x2=600;

y0=1650; y1=1880; y2=2120.

Введемо їх у програму, також введемо заданий х=Т=530 та отримаємо такі результати 108=y=1950.9501, де =1,95210-5 Пас

Тепер перевіримо похибку

Так як похибка <5, то візьмемо результати отримані за меншим рівнем порядку многочлену при Т=530С =1,95210-5 Пас, тобто многочлен n=1 добре описує експериментальні дані на деякому відрізку. Якщо була б похибка >5, то порядок многочлена підвищуємо на 1 і аналогічно розраховуємо далі. Отримані результати порівнюємо з попереднім результатом отриманим при використанні многочлена n=2. Розраховуємо похибку і робимо це до тих пір доки похибка не буде менша 5 %, тоді многочлен меншого ступеню нам підійде.

Введемо у програму усі 8 експериментальних крапок (див. Вихідні дані 2), також введемо заданий х=Т=530 та отримаємо такі результати 108VII=1944,4249, де м=1,944410-5 Пас

2)При Т=530 С знайдемо =? Будемо використовувати многочлен n=1, тоді кількість крапок повинна бути 2.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=500; x1=600;

y0=864,1; y1=1081.

Введемо їх у програму, також введемо заданий х=Т=530 та отримаємо такий результат 104=y=929,17, де =9,291710-2Вт/(мК)

Перейдемо до моногочлена n=2, тоді потрібна кількість крапок буде дорівнювати 3.

Обираємо три точки між якими лежить заданий х:

x0=400; x1=500; x2=600;

y0=673,4; y1=864,1; y2=1081

Введемо їх у програму , також введемо заданий х=Т=530 та отримаємо такий результат 104=y=926,4189, де =9,264110-2Вт/(мК)

Так як похибка <5, то при Т=530С =9,291710-2Вт/(мК)

Введемо у програму усі 8 експериментальних крапок (див. Вихідні дані 2) , також введемо заданий х=Т=530 та отримаємо такі результати VII=925,40, де =9,254010-2Вт/(мК)

3) При Т=530 С знайдемо Ср=? Будемо використовувати многочлен n=1, тоді кількість крапок повинна бути 2.

Обираємо дві точки між якими лежить заданий х:

x0=500; x1=600;

y0=3,273; y1=3,608

Введемо їх у програму, також введемо заданий х=Т=530 та отримаємо такий результат Ср=y=3,3735, де Ср=3,3735 кДж/(кгК)


Подобные документы

  • Застосування методу найменших квадратів для оцінки невідомих параметрів рівняння пропозиції грошей. Побудування діаграми розсіювання, обчислення числових характеристик показника і фактора дисперсії. Визначення функції попиту та коефіцієнта детермінації.

    контрольная работа [276,4 K], добавлен 22.07.2010

  • Параметри проведення економетричного аналізу. Метод найменших квадратів. Оцінка параметрів лінійної регресії за методом найменших квадратів. Властивості простої лінійної регресії. Коефіцієнти кореляції і детермінації. Ступені вільності, аналіз дисперсій.

    контрольная работа [994,5 K], добавлен 29.03.2009

  • Поняття про кореляцію і регресію. Сутність дисперсійного аналізу. Однофакторний дисперсійний аналіз. Функціональна і статистична залежності. Визначення параметрів вибіркового рівняння прямої лінії середньоквадратичної регресії за незгрупованих даних.

    реферат [123,3 K], добавлен 12.02.2011

  • Побудова загальної лінійної регресії та аналіз її основних характеристик. Перевірка гіпотези про лінійну залежність між змінними. Визначення статистичної властивості окремих оцінок і моделі в цілому. Альтернативні способи оцінки параметрів регресії.

    лабораторная работа [77,0 K], добавлен 22.07.2010

  • Оцінка якості моделі лінійної регресії. Використання методу найменших квадратів при розрахунках параметрів. Згладжування рядів динаміки за методом простої середньої і експоненціального згладжування. Перевірка адекватності моделі за критерієм Фішера.

    контрольная работа [272,3 K], добавлен 10.05.2015

  • Багатокритеріальність, існуючі методи розв’язку задач лінійного програмування. Симплекс метод в порівнянні з графічним. Вибір методу розв’язання багатокритеріальної задачі лінійного програмування. Вирішення задачі визначення максимального прибутку.

    курсовая работа [143,7 K], добавлен 15.12.2014

  • Статистичні методи аналізу та обробки спостережень. Характерні ознаки типової і спеціалізованої звітності підприємств. Оцінка параметрів простої лінійної моделі методом найменших квадратів. Аналіз показників багатофакторної лінійної і нелінійної регресії.

    контрольная работа [327,1 K], добавлен 23.02.2014

  • Побудова економетричної моделі парної регресії. На основі даних про витрати обігу (залежна змінна) і вантажообігу (незалежна змінна) побудувати економетричну модель. Рівняння регресії. Коефіцієнт парної детермінації та кореляції. Перевірка надійності.

    задача [563,6 K], добавлен 28.12.2008

  • Аналіз прогнозу заробітної плати при прогнозному значенні середнього добового прожиткового мінімуму. Побудова лінійного рівняння парної регресії. Розрахунок лінійного коефіцієнта парної кореляції, коефіцієнта детермінації й середньої помилки апроксимації.

    лабораторная работа [409,7 K], добавлен 24.09.2014

  • Головна мета методів найменших квадратів. Розрахунок системи рівнянь для динамічного ряду облікової ставки ФРН. Розрахунок лінійної залежності рентабельності фірми від наявних сумарних активів і середньорічної вартості нормованих оборотних засобів.

    контрольная работа [71,7 K], добавлен 11.02.2010

Работы в архивах красиво оформлены согласно требованиям ВУЗов и содержат рисунки, диаграммы, формулы и т.д.
PPT, PPTX и PDF-файлы представлены только в архивах.
Рекомендуем скачать работу.