Испытание строительных конструкций

и Ej^

Табл . 2.3. Данные для вычисления s,

(Хі -х)*

(XI - х)і

(XI - X)

(XI -X)»

(Ув , МПа

3 613 648 1 129 458 669 058 217,678 0,13 16 889 209 727 485 753 972 117 1 755 519

1900,96 1062,76 817,96 466,56 129,96 457,96 696,96 985,96 1324,96 0,36

—43,6 —32,6 —28,6 —21,6 —0,6

—82 881,8 —34 645,9 —23 393,6 —10077,7 —0,216

1810 1821 1825 1832 1853 1865 1875 1880 1885 1890

1481,5 9800,3 18 399,7 30 959,1 48 228,5

11,4 21,4 26,4 31,4 36,4

2 9 069 847

2 —42 130

S 18 536

А'=1853,6

2 7844,4

которых случаях могут оказаться ложными. Чтобы избе жать ошибочных заключений при анализе результатов из мерений, необходимо удовлетворять требования несмещен ности, эффективности, состоятельности и достоверности оценок. Обеспечение несмещенности гарантирует отсутствие си стематической ошибки при оценке параметров распределе ния. Наиболее эффективным является распределение, дис персия которого меньше. Для получения состоятельной оценки увеличивают выборку, чтобы ошибка не превысила заданного значения. Распределение считают достоверным, если оно содержит всю информацию о результатах испы таний. На практике эти требования не всегда удовлетворя ются, и в статистической оценке принятой гипотезы могут быть допущены ошибки первого рода, когда отвергается правильная гипотеза, и второго рода, когда принимается неправильная. Вероятность совершить ошибку первого ро да обычно выражается уровнем значимости ^=0,01—0,05. Для проверки правильности принятых предпосылок при испытаниях конструкций наиболее часто используется гипотеза о равенстве двух нормальных генеральных сово купностей или /^-распределение Фишера — Снедекора. Если действительный закон распределения неизвестен, сравнение ЭхМпирического и теоретического распределений производят на основании вычисления критериев согласия Пирсона Колмогорова, Смирнова и др. Методика определения пара метров распределения показана на конкретных примерах. 27