Физикалық практикум

11 
 
 
3. Математикалық өңдеу бөлімі. Тәжірибе жүзінде алынған мәліметтерді пайдаланып, 
ізделініп отырған физикалық шаманы табады және (немесе) графиктер тұрғызып, қарастырып 
отырған  құбылыстың  физикалық  заңдылығын  анықтайды.  Өңдеу  барысында  өлшенген  және 
есептеп  табылған  физикалық  шамалардың  абсолют  және  салыстырмалы  қателіктері 
келтіріледі.  Соңында  алынған  мәліметтердің  теориямен  қаншалықты  жанасатынын  көрсетіп, 
өзгешелігі көп болатын болса, өлшеу және өңдеу процестеріне әсер ететін себептерді көрсетіп, 
жалпы жұмысқа талдау жасалынады.  
 
4.  Тапсыру  бөлімі.  Математикалық  өңдеу  жұмыстары  аяқталған  соң  алынған 
мәліметтерді  оқытушы  тексеріп,  студентпен  бірге  талқылайды.  Студент  зерттелген 
құбылыстың теориясын айтып түсіндіреді және қажет болса, есептеу формулаларының қалай 
шыққанын дәлелдеп береді.  
 
Мәліметтерді өңдеудің графиктік (сызба) тәсілі.  
 
Эксперименттік физикада грфиктер түрлі мақсатта қолданылады. 
-  кейбір шамаларды анықтау үшін; 
-  мәліметтерді көрнекі түрде көрсету үшін; 
-  екі шаманың арасындағы эмпирикалық қатынасты табу үшін; 
-  эксперимент  мәліметтерін  теория  мәліметтерімен  немесе  басқа  авторлардың 
мәліметтерімен салыстыру үшін; 
т.б. 
 
Графикті  сызықтық  немесе  логарифмдік  миллиметрлік  қағазға  сызады.  Екі  шаманың 
арасындағы  функциялық  қатынасты  тапқанда  абцисса  өсіне  беріліп  отырған  шаманы 
(аргумент), ал ордината өсіне табылған шаманы тағайындап алу керек. Бұл ретте салынатын 
шамалардың  ең  кіші  және  ең  үлкен  шектерін  анықтап,  координаттар  өстеріндегі  тең 
бөліктерге 1;  2;  5-ке  еселік сандар түсетіндей етуге тырысу керек. Сонда графикке нүктелер 
салу және сызықтың координаттарын анықтау анағұрлым жеңіл болады. Егерде абцисса өсінің 
ұзындығын  ординатаға  қарағанда  1.5-2.0  есе  үлкен  етіп  алса,  график  көрнекілеу  болып 
көрінеді. Графикке эксперимент мәліметтерін әртүрлі таңбалармен белгілеу арқылы, ал теория 
жүзінде немесе санақ әдісімен алынған мәліметтерді тұтас сызықпен тұрғызу қалыптасқан. Әр 
түрлі  режім  үшін,  бірақ  бір  текті  процесті  сипаттайтын  сызықтардың  бәрін  бір  графикте 
келтірсе, процестің өзгеру динамикасын режімдерге қатысты салыстыруға қолайлы болады. 
 
Графиктерді  салғанда  масштабты  дұрыс  пайдалану  арқылы  өлшенген  нүктелер  қағаз 
бетіне  біркелкі  түсетіндей  етуге  (центріне  жақын)  тырысу  керек.  Көптеген  процестерде 
аргумент пен функциялардың бастапқы нүктелері координаттар өсінің басына (нөлге) сәйкес 
келе  бермейді.  Сондықтан  координаттар  өсін  жылжыту  арқылы  нақты  процестің  бастапқы 
нүктелеріне жақындату керек.  
 
Графиктегі  нүктелердің  орналасу  тәртібі  белгілі  бір  заңдылыққа  бағынады.  Қайсібір 
нүкте  сол  заңдылыққа  бағынбай  оқшау  жатса,  бұл  жерде  қызық  құбылыс  (эффект)  бар  деп 
немесе ол нүкте қате өлшенге деп түсіну керек. Нүкте дұрыс өлшенге болса, эксперименттің 
сол  аймағын  қайтадан  мұқият  өлшеп  құбылыстың  табиғатына  көз  жеткізеді.  Зерттеу 
жұмысының мәнісі де осында 
 
Егер  өлшенген  шамалардың  қателіктері  белгілі  болса,  графиктегі  таңбалардың 
өлшемдері қателіктерге сәйкес (1/2)ℓ=
±
σ салынады. Мұнда ℓ таңбаның сызықты өлшемі.  
    Демек, үлкен таңбалар ( график масштабына сәйкес) қателіктерді көрсетеді.  
      Мәліметтерді  график  түрінде  сипаттағанда  тәжірибе  нүктелері  түзу  сызық  бойына 
орналасатындай  етуге  тырысу  керек.  Себебі  түзу  сызықтың  функциялық  тәуелділігі 
сызықсыз  функциялардың  тәуелділігінен  анағұрлым  көрнекі  және  формула  түрінде  оңай 
алынады. Мұның бірнеше әдісі бар:  
1.  Процесс квадраттық функциямен сипатталсын. Мысалы , дененің еркін түсуін тәжірибе 
жүзінде  зерттегенде  жүрілген  жолдың  уақытқа  тәуелділігі 
 өрнегімен 

12 
 
сипатталатынына көз жеткізуге болады. Нүктелерді 
 тәуелділігімен тұрғызатын 
болсақ, график парабола болады. Ал графикті 
 немесе 
 қатынасымен 
салсақ,  түзу  сызық  аламыз  және  сол  сызықтың  көлбеулік  бұрышын  анықтау  арқылы 
 формуласындағы коэффициентін g/2 табуға болады.  
2.  Процесс дәрежелік тәуелділікпен сипатталсын:  y=x
n
 
Бұл жағдайда теңдеудің екі жағын да логарифмдесек:  
 
Өстерге  
  мәндерін тұрғызатын болсақ, сызықты график аламыз.  
    Жалпы жағдайда көптеген күрделі байланысты  
                                              
                                                                     (14) 
сызықтық  өрнекке  келтіруге  болады.  Осы  сызықтық  байланыстың  a  және  b 
параметрлерін  тәжірибенің  нәтижелерін  пайдаланып,  аналитикалық  әдіспен  табуға 
болады. Айталық физикалық бір шаманың x
i 
мәніне сәйкес физикалық екінші шаманың 
y
i 
мәні (i=1,2,3,…n) тәжірибеде алынған болсын.  
Сонда  (14)  формулаға  сәйкес  y
i 
мен  x
i   
шамалардың  өзара  түзу  сызықты  байланысын  ең 
дұрыс  көрсететін  a  және  b  параметрлерді  есептеп  табу  әдісін  “  ең  кіші  квадраттар 
ережесі ” деп атайды.  
 Әрбір  тәжірибеден  алынған  y
i 
мен  x
i   
мәндерін  (14)  формулаға  қойсақ,  осы  шамаларды 
өлшегенде жіберілген қателіктердің арқасында (14) теңдік дәл орындалмайды, яғни  
                                            
                                                                (15) 
Осы  айырымды  квадраттап,  барлық  өлшегенде  алынған  нәтижелер  үшін  олардың 
қосындысын табайық:  
D=
 
“Ең кіші квадраттар ” ережесі бойынша y
i 
мен x
i  
шамалардың тұзу сызықтық байланысын ең 
дұрыс  көрсететін  “a”және  “b”  параметрлердің  мәндері  үшін,  (16)  бойынша  D  минимум 
мәніне , яғни ең кіші мәніне тең болады.  
y
i
+(a+bx
i
)=0                                                                               (15) 
Осы  айырымды  квадраттап,  барлық  өлшегенде  алынған  нәтижелер  үшін  олардың 
қосындысын табайық: 
2                                                                                                
(16) 
«Ең кіші квадраттар» ережесі бойынша у
і
 мен х
і 
шамалардың түзу сызықтық байланысын ең 
дұрыс көрсететін «а» және «b» параметрлердің мәндері үшін (16)  теңдеуден а мен b шамалар 
арқылы жекелеген туындылар алып, оларды нөлге теңестіруіміз керек: 
                                               (17) 

13 
 
                                           (18) 
Бұлардан: 
                                                           (19) 
                                          (20) 
Осы теңдеулерден параметрлердің ең дұрыс мәндерін табуға болады: 
                                                    (21) 
                                                            (22) 
 
 Егер сызықтық байланыс координат өстерінің басынан өтетін түзу болса:                                                    
                                
                                                                         (23)                                                                   
  онда 
                             b=
                                                                          (24)                                                                 
(21),  (22)    формулалар  бойынша  анықталған  параметрлердің  қателігі  мына  формулалар 
арқылы табылады: 
                                                             (25) 
                                                                                                                        
               
                                                          (26)                                                                           
Егер түзу координат өсінің басынан өтетін болса, 
               
                                                              (27) 
Мұндағы  n  барлық  өлшеулер  саны, 
-берілген  сенімділік  ықтималдығы  үшін  Стъюдент 
коэффициенті(№1жұмысты қараңыз.) 
   
 
 

14 
 
№1 ЗЕРТХАНАЛЫҚ ЖҰМЫС 
ӨЛШЕУ  НӘТИЖЕСІНДЕ  ПАЙДА 
БОЛАТЫН СТАТИСТИКАЛЫҚ ЗАҢДЫЛЫҚТАР 
 
 
1.1. Жұмыстың мақсаты: тікелей өлшеу нәтижесін өңдеу әдістерімен танысу. 
 
 1.2. Қысқаша теориялық кіріспе 
1.2.1. Өлшеудің  қателіктері және оны классификациялау. 
Физикалық  бір  шаманың  шын  мәні  x
0
  болсын.  Бұл  шаманы  өлшесек,  әдетте,  x
0
  -  ден 
басқа нәтиже аламыз. Егер өлшеу саны қалыпты  болса, олардың нәтижесі тек қана x
0
-ден де 
емес, өзара да өзгеше болады. Өлшеу нәтижелерін  x
1
, x
2
, x
3
, … x
n
 деп белгілейік. Онда  
x
і
 =  x
і
 - x
0
 (і=1, 2, … n)  
 
                                                    1.1) 
айырмасы  өлшеудің  абсолюттік  қателігі  деп  аталады.  Оның  өлшем  бірлігі  өлшеніп 
отырған  шаманың  өлшем    бірлігімен  сәйкес  келеді.  Қателікті  қасиеттеріне  байланысты 
систематикалық  және ағаттық деп бөледі. 
1.2.2.  Бір  шаманы  қайталап  өлшегенде  тұрақты  болып  қалатын,  немесе  белгілі 
заңдылықпен  өзгеретін  қателіктің  бөлігін  –  систематикалық  қателік  деп  атайды.  Мысалы, 
өлшегіш  сызғыштың  шкаласы  біркелкі  емес,  термометр  капиллярының  бір  бөлігіндегі 
диаметрі әртүрлі, таразының екі басы теңгерілмеген, ток жоқ кезде амперметрдің стрелкасы 
нөљлде  тұрмауы  мүмкін.  Кейде  бұл  қателіктерді  ескеріп  өлшеу  нәтижесіне  түзету  енгізуге 
болады  (мысалы,  ток  жоқ  кездегі  амперметрдің  стрелкасының  көрсетуінің  0  нөлден 
айырмашылығын ескеруіміз керек). 
Систематикалық  қатені  эксперимент  арқылы  анықтауға  болады.  Ол  үшін  берілген 
нәтижені  басқа  әдіспен  алынған  өлшеу  нәтижесімен,  немесе  дәлірек  өлшеу  құралдарымен 
алынған  нәтижемен  салыстыру  қажет.  Әдетте  систематикалық  қателікті  өлшеу 
құралдарының  белгілі  қасиеттеріне  сүйеніп  өлшеу  шарттарын  талдау  арқылы  теориялық 
түрде шамалауға болады. 
1.2.3.  Ағаттық  –  тәжірибе  (өлшеу)  жүргізуші  адамның  салақтығының  салдары. 
Мысалы,  өлшеу  нәтижелері  қате  жазылуы  мүмкін,  прибордың  көрсетуі  дұрыс  жазылмауы 
мүмкін т.с.с. Егер ағаттық байқалса, оның өлшеу нәтижесін есептеуге енгізбеу керек. 
1.2.4.  Кездейсоқ  қателіктер  –  өлшеу  шарттарының  кездейсоқ  өзгеруі  нәтижесінде 
пайда  болатын  қателіктер.  Бұл  жағдайда  өлшеу  нәтижелерінің  бір-бірінен  алшақтығын 
алдын-ала  анықтауға  болмайды,  олар  белгілі  заңдылықпен  өлшеу  саны  көп  болғанда 
анқталады. 
1.2.5.  Кездейсоқ  қателіктері  бар  тікелей  өлшеу  нәтижелерін  өңдеу  әдістері.  Бірдей 
жағдайда  N    рет  өлшеу  жүргізілсін  және  x
і
    і-ші  өлшеудің  нәтижесі  болсын.    Өлшеніп 
отырған шаманың ең ықтималды мәні оның орташа арифметикалық мәніне тең: 
                            
N
i
i
x
N
x
1
1
            
 
                                         (1.2) 
N
 жағдайда <x> шамасы өлшеніп отырған шаманың шын мәні x
0 
-ге ұмтылады.  
Әрбір жеке өлшеу нәтижесінің орта квадраттық қателігі деп мына өрнекті айтады:  

15 
 
                      
1
)
(
1
2
N
x
x
S
N
i
i
N
 
   
                                        (1.3) 
Егер   N
,   онда  S
N 
  өзінің  тұрақты      шектік мәніне ұмтылады: 
                         
N
N
S
lim
 
 
                                                  (1.4) 
 
2
 шамасы өлшеулер нәтижелерінің дисперсиясы деп аталады.  
Барлық өлшеулер нәтижелерін интервалдарға бөлейік. N өлшеулер нәтижелерінен х-тің  
минимум  (x
mіn
)    және  максимум    (x
max
)    мәндерін  бөліп  алайық.  Интервал  саны  К  мына 
бөліндіге тең болады:      К = 
L
x
x
min
max
 
мұндағы L - интервал қадамы. Бұл жұмысты орындағанда интервал қадамын бүтін сан 
етіп және интервал саны 8-ден көп, 20-дан аз болатындай етіп сайлап алу қажет. Интервалды 
мына тәртіппен нөмірлейік: 
1 – интервал – 
L
x
x
min
min
 
2 – интервал – 
L
x
L
x
2
min
min
 
3 – интервал – 
L
x
L
x
min
min
3
2
 
k – интервал – 
kL
x
L
k
x
min
min
)
1
(
 
Егер  абсцисса  өсінің  бойына  интервалдар  номерін,  ал  ордината  өсінің  бойына 
нәтижелері  берілген  интервалдарға  сәйкес  келетін  өлшеулер  санын  n
і
  -ді  салсақ,  онда  1.1-
суретте  көрсетілген  гистограмма  деп  аталатын  өлшеулер  санының  интервалдар  бойынша 
таралуының  тәжірибелік  графигін  аламыз.  Өлшеулер  саны  көп  болғанда    n
і
  /N    қатынасы 
өлшеніп отырған шама мәнінің қадамы L-ге тең берілген интервалда байқалу ықтималдығын 
сипаттайды.  Егер    n
і
  /N    шамасын  L-ге  бөлсек,  онда   
NL
n
y
i
i
   шамасы  бірлік  интервалға 
сәйкес  келетін  орайлы  жағдайлардың  салыстырмалы  санын  сипаттайды.  у
і     
үшін 
тұрғызылған  диаграмма  келтірілген  гистограмма  деп  аталады.  Оның  түрі    1.2  -  суретте 
көрсетілген.  
 
1.1- сурет. Өлшеулер санының интервалдар бойынша таралуы  (гистограмма)  

16 
 
 
Енді  өлшеулер  саны  өте  көп  болсын  деп  қабылдайық.  Интервал  қадамы  L  -ді  аз  етіп 
алуға болады (өлшеуіш прибордың сезімталдығы жеткілікті деп қабылдаймыз), бірақ бәрібір 
әрбір  интервалға  кљп  өлшеу  саны  сәйкес  келеді.  Бұл  жағдайда    y
і 
-ді    x-тің  үздіксіз 
функциясы  ретінде  қарастыруға  болады.  Егер  келтірілген  гистограмма  орнына    y=f(x)  
тәуелділігі  графигін  тұрғызсақ,  таралу  қисығы  деп  аталатын  біркелкі  үздіксіз  қисық  (1.2-
сурет) аламыз. Бұл қисық х үздіксіз өзгергенде бірлік интервалға сәйкес келетін n
і
 өлшеулер 
санының  үлесін  анықтайды.    f(x)    функциясы  таралу  тығыздығы  деп  аталады.  Оның 
мағынасы  бойынша  f(x)dx      көбейтіндісі    (мұндағы  dx  -  тәуелсіз  айнымалының 
дифференциялы)  x x+dx  интервалына сәйкес келетін  n
і
 /N толық өлшеулер санының үлесін 
анықтайды.  Басқаша  айтсақ,    f(x)dx    дегеніміз  өлшеніп  отырған  шаманың  жеке  кездейсоқ 
мәнінің x x+dx интервалында байқалу ықтималдығы.  
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
1.2-  сурет.  Ықтималдық  тығыздығының  интервалдар  бойынша  таралуы:  1  –  өлшеулер 
саны шекті (келтірілген гистограмма), 
   2 – Гаусс қисығы 
 
Өлшеу саны аз болғанда, келтірілген гистограмманың формасын алдын ала анықтауға 
болмайды. Бірақ, өлшеу саны шексіз көбейген жағдайда ықтималдықтар теориясы бойынша 
шектік үздіксіз қисықтың формасын анықтауға болады. Бұл шектік қисық Гаусс қисығы деп 
аталады. Шектік қисыққа сәйкес келетін таралу қалыпты (Гаустық) таралу деп аталады және 
мына таралу функциясымен сипатталады: 
                        
2
2
2
)
(
2
1
)
(
x
i
x
e
x
f
  
                                                    (1.5) 
мұндағы 
2
 жоғарыда  айтылғандай  дисперсия  деп  аталады,    -  өлшеу  нәтижелерінің 
орта  арифметикалық  мәннен  ауытқуын  сипаттайды  және  стандартты  ауытқу  немесе  орта 
квадраттық қателік деп аталады. 
Гаусс функциясы нормаланған, яғни f(x) мына теңдікті қанағаттандырады: 

17 
 
                             
1
)
( dx
x
f
 
 
                                     
        (1.6) 
Интеграл шексіздік бойынша алынады, себебі өлшеніп отырған шаманың мәнінің -    
 аралықта жату ықтималдығы 1-ге теі, яғни бұл аралықта өлшенетін шаманың байқалуын 
міндетті  түрде  орындалатын  оқиға  деп  алуға  болады.    Ықтималдықтың  тығыздық 
функциясының мынадай қасиеттері бар (1.2 - суретті қараңыз): 
-  <x>  мәні бойынша симметриялы; 
-  <x> нүктесінде максимум мәніне жетеді; 
- x
і
 - <x>  мәні    -дан көп үлкен болғанда шұғыл нольге ұмтылады.  
1.3-суретте    -ныњ  әр  түрлі  мәндеріне  сәйкес  келетін  таралу  қисықтары  келтірілген. 
Суреттен көргендей   -ның аз мәндерінде қисықтың формасы енсіз, максимум биік болады, 
бұл дәлірек өлшеулерге сәйкес келеді.  
Практикада орта арифметикалық шаманың қателігін табу қажет болады. Дисперсияның 
мәні бірдей болып келетін жекеленген өлшеулердің нәтижелері  мынадай x
1
, x
2
, … x
n
  болсын. 
Бұлардың орта арифметикалық мәні мына формуламен анықталады: 
N
x
N
x
N
x
x
N
x
n
n
i
i
...
1
2
1
1
                                             (1.7) 
 
 
 1.3 - сурет. 
1
=10, 
2
=20 және 
3
=30 мәндеріне сәйкес Гаусс қисықтары. <х>=500. 
 
Демек шаманың дисперсиясы  
2
x
  былай жазылады: 
                    
N
N
N
N
x
2
2
2
2
2
2
2
2
...
                                               (1.8) 
яғни, 
                                          
N
x
 
 
        
             
     (1.9) 
Осыған ұқсас: 

18 
 
                                       
)
1
(
)
(
1
2
N
N
x
x
N
S
S
n
i
i
N
x
  
                                (1.10) 
 
Сонымен орта арифметикалық шаманың орта квадраттық қателігі жеке нәтиженің 
орта  квадраттық  қателігін  өлшеулер  санының  квадрат  түбіріне  бөлгенге  тең.  Бұл  тұжырым 
өлшеулер  санының  артуына  сәйкес  дәлдіктің  артуы  туралы  фундаменталды  заңды 
айқындайды.  
Шаманың шын мәнінің  <x>- x   <x>+ x  интервалда жату ықтималдығын сенімділік 
ықтималдығы      (сенімділік  коэффициенті,  сенімділік),  ал  интервалдың  өзін  –  сенімділік 
интервалы деп атайды.  N -нің мәні жеткілікті үлкен болғанда    
<x>  
  интервалы  џшін  =  0,68,  ал  <x>    2

  интервалы  үшін    =0,95,  сонымен 
қатар <x>   3

интервалы үшін  = 0,997. 
х  -тің  өлшенген  мәнінің,  оның  шын  мәні  х
0
  –ге  жуықтау  сипаттамасы 
  өлшеніп 
отырған шаманың физикалық табиғатымен және өлшеу тәсілін анықтайтын физикалық және 
конструктивтік  принциптермен  анықталады.  Сондықтан  өлшеу  санын  шексіз  көбейту 
дәлдікті көп арттырмайды. 
1.2.6.  Өлшеу  санын  шексіз  арттырудың  мағынасы  болмағандықтан,  эксперимент 
жүргізгенде  тәжірибелер  белгілі  санмен  шектелуі  қажет.  Алайда,  бұл  жағдайда  берілген 
сенімділік 
-ның  мәні  үшін 
-ның  үлесімен  (масштабымен)  өлшенген  сенімділік 
интервалының мәні  аз болады. Демек, өлшеу  санына байланысты сенімділік қалай өзгереді 
деген сұрақ туады  Бұл байланыс күрделі және элементар функциялармен сипатталмайды. 
Сенімділік  интервалын    (S
 
масштабында)      және  N  -ге  байланысты  анықтайтын 
коэффициенттерді  Стьюдент коэффициенттері деп атайды. Бұл коэффициенттер   t
,N  
  деп 
белгіленеді  және  арнаулы  таблицалардан  табылады.  Сенімділік  интервалын    x      мына 
формуламен анықтаймыз: 
                             
x
N
S
t
x
,
                                                        (1.11) 
Бұл жағдайда, соңғы нәтиже мына түрде жазылады:   -нің белгілі мәні үшін   
 
 
 
                                х = <x>    x  . 
 
                                            (1.12) 
 
Егер     = 0,68  болса t
,N
 >1,  ал    N
  болса t
,N
 
 1. 
Эксперименттің  нәтижесінің  сенімділік  интервалы  әдетте 
=0,95  сенімділік 
ықтималдықпен көрсетіледі. 
Егер     = 0,95  болса t
,N
 >2,  ал    N
  болса t
,N
 
 2. 
1.2.7.  Эксперименттің  дәлдігін  шамалау  үшін  оның  салыстырмалы  қателігін  есептеу 
керек.  Өлшенген  шаманың  шын  мәнінің  үлесімен  өрнектелген  шаманы  салыстырмалы 
қателік деп атайды:        
x
x
. 
Оны процент арқылы жазуға болады: 
                                      
%
100
x
x
   
 
                             (1.13) 
  Өлшем 
санына  және  сенімділік  ықтималдық  мәніне  сәйкес  Стьюдент 
коэффициенттері 1.1.- кестеде көрсетілген. 
 

жүктеу/скачать 3,87 Mb.

Достарыңызбен бөлісу: