Критерии выбросов в случае нормального распределения. Методы обработки информации и прогнозирование для студентов специальности: «Менеджмент организаций»

Метод Ирвина используется для выявления аномальных значений уровней временного ряда. Под аномальным уровнем понимается отдельное значение уровней временного ряда, которое не отвечает потенциальным возможностям исследуемой экономической системы и которое, оставаясь в качестве уровня ряда, оказывает существенное влияние на значение основных характеристик временного ряда.

Причинами аномальных явлений могут быть ошибки технического порядка, или ошибки первого рода, они подлежат выявлению и устранению.

Кроме того, аномальные уровни во временных рядах могут возникать из-за воздействия факторов, имеющих объективный характер, но проявляющихся эпизодически. Их относят к ошибкам второго рода, которые не подлежат устранению.

Для выявления аномальных наблюдений может быть использован метод Ирвина. В этом случае вычисляется коэффициент λ t , равный:

,
,
.

Расчетные значения λ 2 , λ 3 ,... сравниваются с табличными значениями критерия Ирвина λ α . Если оказывается, что расчетное значение λ t больше табличного λ α , то соответствующее значение y t уровня ряда считается аномальным.

После выявления аномальных значений уровней ряда обязательно определение причин их возникновения. Если точно установлено, что они вызваны ошибками первого рода, то они устраняются обычно заменой средней арифметической двух соседних уровней ряда, либо заменой значением соответствующей трендовой кривой.

При проверке наличия аномальных колебаний с использованием метода Ирвина, получили следующие расчетные значения коэффициента λ t:

Таблица №13

Сравнивая найденные значения коэффициента λ t с табличным значением λ α , равным 1,3 для уровня значимости α = 0,05 и при n = 20 (число уровней временного ряда), получаем, что отдельные значения уровней ряда превосходят значение λ α , следовательно делаем вывод о том, что в данной модели присутствуют аномальные колебания, вызванные ошибками второго рода, которые устранению не подлежат.

Глава 8. Определение оптимального вида линии тренда. Прогноз показателей

Под трендом понимается изменение, определяющее общее направление развития, основную тенденцию временного ряда.

Для выбора линии тренда, наилучшим образом отражающей общее направление процесса развития ставки рефинансирования Центрального Банка, уровня безработицы и инфляции, необходимо построить несколько линий тренда и выбрать ту из них, которая лучше отражает динамику развития того или иного процесса.

Для построения линий тренда необходимо использовать возможности ТР Excel, применив команду "Диаграмма" - "Добавить линию тренда". В диалоговом окне "Линия тренда" на вкладке "Тип" необходимо выбрать требуемый тип линии тренда и указать степень полинома. На вкладке "Параметры" необходимо установить переключатель "Показывать уравнение на диаграмме", "Поместить на диаграмму величину достоверности аппроксимации".

После построения линий тренда, следует выбрать ту, которая наилучшим образом отражает динамику изменения того или иного процесса во времени.

Затем следует сделать прогноз значений на 3 периода вперед, используя выбранный тренд. Тренд, по которому необходимо сделать прогноз выбирается исходя из величины достоверности аппроксимации.

Для того чтобы сделать прогноз также необходимо воспользоваться возможностями ТР Excel. В данном случае необходимо в диалоговом окне "Линия тренда" на вкладке "Параметры" указать, на сколько периодов вперед необходимо сделать прогноз.

Данный прогноз позволяет определить, как через определенный промежуток времени изменится изучаемый показатель при неизменности остальных показателей.

После построения линии тренда для показателя ставки рефинансирования Центрального Банка, в качестве оптимальной линии тренда была выбрана линия тренда 2, которой соответствует уравнение:

Y = -0.0089х 3 +0ю3152х 2 -3.5642х+37.014; R 2 = 0.8048

Для показателя уровня безработицы в качестве оптимальной линии тренда была выбрана линия тренда 1, которой соответствует уравнение:

Y = -6E-06x 4 +0.0003x 3 -0.0038x 2 +0.0187x+0.0291; R 2 = 0.8771

Для показателя уровня инфляции в качестве оптимальной линии тренда была выбрана линия тренда 2, которой соответствует уравнение:

Y = -0.0064x 3 +0.2186x 2 -2.3701x+14.603; R 2 = 0.7703

Прогнозы, сделанные по выбранным линиям тренда дают наиболее точную характеристику повеления показателей в будущем.

z 1 прогнозное
z 2 прогнозное
y прогнозное
t прогнозное

Подставляя полученные прогнозные значения в ранее рассчитанное уравнение регрессии,

получаем у = 13,12990776.

Используется для оценки сомнительных значений выборки на грубые ошибки. Порядок его применения следующий.

Находят расчётное значение критерия λ расч = (|х к - х к пред |)/σ ,

где х к – сомнительное значение, х к пред – предыдущее значение в вариационном ряду, если х к оценивается от максимальных значений вариационного ряда, или последующее, если х к оценивается от минимальных значений вариационного ряда (Ирвин использовал в общем случае термин «первое значение»); σ – генеральное среднеквадратическое отклонение (СКО) непрерывной нормально распределённой случайной величины.

Если λ расч > λ табл , х к – грубая ошибка. Здесь λ табл – табличное значение (процентная точка) критерия Ирвина.

Возникающие при этом вопросы описаны на странице . В частности, в статье-первоисточнике табличные значения критерия рассчитаны для нормально распределенной случайной величины при известном генеральном среднеквадратическом отклонении (СКО) σ . Поскольку σ чаще всего неизвестно, Ирвином предложено использовать в расчётах вместо σ выборочное СКО s, определяемое по формуле

где n – объём выборки, х i – элементы выборки, х ср – среднее значение выборки.

Такой подход обычно и используется на практике. Однако приемлемость использования выборочного СКО, и при этом процентных точек для генерального СКО, не подтверждена.

В данной статье приведены табличные значения (процентные точки) критерия Ирвина, рассчитанные методом статистического компьютерного моделирования при использовании выборочного СКО для максимального значения вариационного ряда при стандартном нормальном распределении случайной величины (при других параметрах нормального распределения, а также для минимального значения вариационного ряда получаются такие же результаты). Для каждого объёма выборки n моделировали 10 6 выборок. Как показали предварительные расчёты, при параллельных определениях различия в значениях процентной точки могут достигать 0,003. Поскольку значения округляли до 0,01, в сомнительных случаях проводили от 2 до 4 параллельных определений.

Кроме того, по данным рассчитали табличные значения критерия Ирвина для известного генерального СКО и сопоставили их с приведёнными в .

Поскольку при практическом применении критерия Ирвина нередко возникают определённые затруднения из-за отсутствия в литературных источниках табличных значений критерия при некоторых объёмах выборок, были рассчитаны тем же методом статистического компьютерного моделирования некоторые из отсутствующих в табличных значений.

Ясно, что при объёме выборки 2 применение критерия с использованием выборочного СКО не имеет смысла. Это подтверждается тем, что упрощение выражения для расчётного значения критерия при выборочном СКО даёт квадратный корень из двух, что наглядно показывает бессмысленность применения критерия при объёме выборки 2 и выборочном СКО.

Полученные результаты приведены в табл. 1.

Таблица 1 - Табличные значения критерия Ирвина для крайних элементов вариационного ряда.

Объём выборки	По генеральному СКО			По выборочному СКО
	Уровень значимости
	0,1	0,05	0,01	0,1	0,05	0,01
2	2,33*	2,77*	3,64*	-	-	-
3	1,79*	2,17*	2,90*	1,62	1,68	1,72
4	1,58	1,92	2,60	1,55	1,70	1,88
5	1,45	1,77	2,43	1,45	1,64	1,93/
6	1,37	1,67	2,30	1,38	1,60	1,94
7	1,31	1,60	2,22	1,32	1,55	1,93
8	1,26	1,55	2,14	1,27	1,51	1,92
9	1,22	1,50	2,09	1,23	1,47	1,90
10	1,18*	1,46*	2,04*	1,20	1,44	1,88
11	1,15	1,43	2,00	1,17	1,42	1,87
12	1,13	1,40	1,97	1,15	1,39	1,85
13	1,11	1,38	1,94	1,13	1,37	1,83
14	1,09	1,36	1,91	1,11	1,35	1,82
15	1,08	1,34	1,89	1,09	1,33	1,80
20	1,03*	1,27*	1,80*	1,03	1,27	1,75
25	0,99	1,23	1,74	0,99	1,22	1,70
30	0,96*	1,20*	1,70*	0,96	1,19	1,66
35	0,93	1,17	1,66	0,94	1,16	1,63
40	0,91*	1,15*	1,63*	0,92	1,14	1,61
45	0,89	1,13	1,61	0,90	1,12	1,59
50	0,88*	1,11*	1,59*	0,89	1,10	1,57
60	0,86*	1,08*	1,56*	0,87	1,08	1,54
70	0,84*	1,06*	1,53*	0,85	1,06	1,52
80	0,83*	1,04*	1,51*	0,83	1,04	1,50
90	0,82*	1,03*	1,49*	0,82	1,03	1,48
100	0,81*	1,02*	1,47*	0,81	1,02	1,46
200	0,75*	0,95*	1,38*	0,75	0,95	1,38
300	0,72*	0,91*	1,33*	0,72	0,91	1,33
500	0,69*	0,88*	1,28*	0,69	0,88	1,28
1000	0,65*	0,83*	1,22*	0,65	0,83	1,22

Примечание: значения, помеченные звёздочкой, рассчитаны по данным и при необходимости уточнены при статистическом компьютерном моделировании. Остальные значения рассчитаны при статистическом компьютерном моделировании.

Если сравнить процентные точки для известного генерального СКО, приведённые в табл. 1, с соответствующими процентными точками, приведёнными в , то они в нескольких случаях различаются на 0,01, и в одном случае на 0,02. Видимо, приведённые в данной статье процентные точки более точны, поскольку в сомнительных случаях они проверялись статистическим компьютерным моделированием.

Из табл.1 видно, что процентные точки критерия Ирвина при использовании выборочного СКО при сравнительно небольших объёмах выборки заметно отличаются от процентных точек при использовании генерального СКО. Только при значительных объёмах выборки, примерно около 40, процентные точки становятся близки. Таким образом, при использовании критерия Ирвина следует пользоваться процентными точками, приведёнными в табл. 1, с учётом того, получено расчётное значение критерия по генеральному или по выборочному СКО.

ЛИТЕРАТУРА

1. Irvin J.O. On a criterion for the rejection of outlying observation //Biometrika.1925. V. 17. P. 238 – 250.

2. Кобзарь А.И. Прикладная математическая статистика. – М.: ФИЗМАТЛИТ, 2006. – 816с. © В.В. Заляжных
При использовании материалов ставьте ссылку.

Задача 19.1 Трещина расположенав поле действия максимальных растягивающих напряжений, вызванных взрывом одиночного цилиндрического заряда.Определить расстояние от заряда до трещины, при котором возможен ее рост.

Исходные данные : длина трещины 2l =0,1м; порода – кварциты с вязкостью разрушения К I =2,6∙10 6 Н/м 3/2 ; максимальное давление заряда в скважине P 0 =1,2∙10 10 Па.

Решение. Распределение максимальных квазистатических напряжений приближенно описывается зависимостями:

где и - радиальные и окружные напряжения;

Р 0 – максимальное давление при взрыве заряда в скважине;

r 0 – радиус заряда, м;

r – расстояние до рассматриваемой точки, м;

n – показатель степени, принимающий значения n =2 в упругой среде; в реальной среде с учетом формирования множества трещин в зонах измельчения и дробления показатель степени больше двух; экспериментальное значение находится в пределах n =2.1...2,3. В расчете используем среднюю величину n =2,2.

В соответствии с критерием Ирвина рост трещины происходит в случае, когда коэффициент интенсивности напряжений достигает значения вязкости разрушения:

К 1 = К c , (19.3)

где К I – коэффициент интенсивности напряжений, величина которого в рассматриваемом случае, с учетом знака растягивающих напряжений, вычисляется по формуле

. (19.4)

Подставляя (19.4) с учетом (19.1) и (19.2) в (19.3) после преобразований получим:

(19.5)

На рисунке 19.1 представлены результат расчета. При заданных условиях расстояние от заряда до трещины, при котором возможен ее рост, составляет 3,8 м. На очновании расчетной зависимости (19.5) можно утверждать, что чем больше радиус заряда, давление и полудлина трещины, тем больше радиус зоны дробления.

Параметры l и K I являются технологически неуправляемыми и характеризуют свойства породного массива. Управляемыми параметрами являются радиус заряда r 0 и величина максимального давления P 0 . Так, например, увеличение радиуса заряда в два раза приводит к линейному увеличению радиуса r зоны дробления также в два раза. Если же максимальное давление P 0 в скважине увеличить в два раза, то радиус r зоны дробления увеличивается примерно в 1,4 раза. Такой практический вывод следует из механики разрушения с использованием критерия Ирвина.

Задача 19.2 На контуре горизонтальной подземной горной выработки, пройденной в песчанике, действуют горизонтальные напряжения σ z , направленные вдоль оси выработки и окружные напряжения σ θ . В поверхностном слое выработки имеются хаотично расположенные трещины длиной 2l . Установить критические размеры трещин, при которых происходит их рост.

Исходные данные : σ z =10 МПа, σ θ =20 МПа. Вязкость разрушения песчанника для трещины в поле сдвиговых напряжений (трещина второго рода) составляет K II =0,96∙10 6 Н/м 3/2 .

Решение. На контуре выработки действуют следующие главные напряжения: σ 1 =20 МПа; σ 2 =10 МПа; σ 3 =0. Максимальные касательные напряжения, действующие в плоскости под углом 45ْ к поверхности выработки, составляют:

. (19.5)

Если трещина расположена в плоскости действия максимальных касательных напряжений, то ее предельный устойчивый размер можно определить, используя критерий Ирвина.

3

1 Технический институт (филиал) ФГАОУ ВПО "Северо-Восточный федеральный университет имени М.К. Аммосова"

2 Институт тектоники и геофизики им. Ю.А. Косыгина ДВО РАН

3 Академия наук Республики Саха (Якутия)

Приведены результаты численного моделирования выявления аномальных (пиковых) уровней положительно определенного временного ряда методом Ирвина. Для моделирования использован ряд числовых данных в виде отдельных пиковых значений, осложненных случайной помехой и синусоидальным сигналом. В рамках аддитивной модели исходного ряда задача разделения нормального и аномального уровней методом Ирвина успешно решается в случаях отдельных импульсов. Однако, даже в этом случае, следующий за пиковым значением член ряда с фоновым уровнем интерпретируется как аномальный. В задачах автоматизированной обработки данных ряды пиков осложняются пропорциональным количеством значений фоновых компонент. Для тех случаев, когда количество пиков превышает 50% от общего количества значений ряда и тем более для подряд стоящих пиков сформированный ряд фоновых данных осложняется пиковой компонентой за счет увеличения дисперсии. В результате численного моделирования была разработана методика в виде модифицированного метода Ирвина для адекватного выделения аномальных уровней ряда. Данная задача актуальна для систем электромагнитного мониторинга грозовых разрядов и поиска различных источников электромагнитного излучения тектонической природы.

электромагнитное излучение

разделение уровней ряда

модификация метода Ирвина

метод Ирвина

аномальные уровни ряда

временные ряды

1. Калинина В. Н., Панкин В. Ф. Математическая статистика. – М.: Высшая школа, 2001. – 336 с.

2. Трофименко С.В. Методы и примеры статистических оценок временных рядов //Международный журнал экспериментального образования", №9, 2013.-С.41-42.

3. Трофименко С.В. Проявление землетрясений на фоне стационарного сейсмического процесса Олекмо-Становой зоны (ОСЗ) Горный информационно-аналитический бюллетень (научно-технический журнал). 2007. Т. 17. №1. С. 208-213.

4. Трофименко С.В. Геофизические поля и сейсмичность Южной Якутии //Горный информационно-аналитический бюллетень (научно-технический журнал). 2007. Т. 17. №1. С. 188-196.

5. Трофименко С.В Детальные геолого-геофизические исследования зон активных разломов и сейсмическая опасность Южно-Якутского региона /А.Н. Овсюченко, Трофименко С.В., Мараханов А.В., П.С., Карасев, Е.А. Рогожин, В.С. Имаев, В. М. Никитин, Н.Н.Гриб // Тихоокеанская геология, 2009. – том 28. – №4. – С. 55-74.

6. Трофименко С.В. Очаговые зоны сильных землетрясений Южной Якутии /Овсюченко А.Н., Трофименко С.В., Мараханов А.В., П.С., Карасев, Е.А. Рогожин, В.С. //Физика Земли. 2009. №2. С. 15-33.

7. Трофименко С.В. Сейсмотектоника переходной области от Байкальской рифтовой зоны к орогенному поднятию Станового хребта /А.Н.Овсюченко, Трофименко С.В., Мараханов А.В., П.С., Карасев, Е.А. Рогожин, В.С. //Геотектоника, 2010, № 1, с. 29-51.

8. Трофименко С.В. Тектоническая интерпретация статистической модели распределений азимутов аномалий гравимагнитных полей Алданского щита. – Тихоокеанская геология. – 2010. – Том 29. – №3. – С. 64-77.

9. Трофименко С.В. Активные нектонические нарушения участка Алдан-Нагорный нефтепроводной системы Восточная Сибирь – Тихий океан /Карасев П.С., Овсюченко А.Н., Мараханов А.В., Трофименко С.В. // Нефтяное хозяйство. – 2008. – № 9. –С. 80-84.

Геофизический мониторинг атмосферных источников электромагнитного излучения, разработанный для регистрации и контроля движения грозовых разрядов, может быть использован для дистанционного отслеживания геодинамических процессов в земной коре , связанных с формирующимися очагами землетрясений и активными разломами земной коры . Важным вопросом при интерпретации аномалий электромагнитного излучения (ЭМИ) является разделение аномалий по типу источника излучения, что детально исследовано в работе .

Суммарный сигнал ЭМИ, можно представить в виде:

где и импульсная аномальная (пики) и фоновые составляющие сигнала, - случайный компонент. Причем, априори, функция источника сигнала не известна, т.е. для неё не известен тип модели, определяемой по (1).

В линейной теории электромагнитных волн принята аддитивная модель исходного ряда наблюдений ЭМИ на основе принципа суперпозиции. Если временной ряд представляется в виде суммы соответствующих компонент, то полученная модель носит название аддитивной и имеет вид (без учета тренда и сезонной компоненты):

, (2)

где - уровни временного ряда.

В данной работе представлены результаты имитационного моделирования разделения полей ЭМИ на основе статистического анализа временного ряда наблюдений, отражающих реальное состояние геофизической среды.

На рис. 1,2 показаны результаты наблюдений сигналов ЭМИ в периоды слабо возмущенного (рис. 1) и возмущенного (рис. 2) состояния геофизической среды. Качественно выделить фоновую составляющую в возмущенный день весьма проблематично.

Для отработки технологии разделения полей ЭМИ на фоновую и импульсную составляющие в модели (2) был создан имитационный файл в среде электронных таблиц Excel. Совокупный ряд исходных данных (2) был составлен из суммы рядов пиковых значений , количество импульсов которых можно задавать произвольно и фоновой компоненты ряда в виде суммы периодической синусоидальной и случайной компонент ряда (рис.3). Суммарный ряд подвергался алгоритму выделения импульсов по методу Ирвина (метод пиков), который используется в практике статистического анализа временных рядов с целью выделения аномальных уровней ряда.

Рис. 1. Исходный ряд значений амплитуд сигналов ЭМИ в слабо возмущенный день 04.01.2013.

Рис. 2. Исходный ряд значений амплитуд сигналов ЭМИ в сильно возмущенный день 13.01.2013.

Рис. 3. Компоненты модельного ряда для имитации сигналов ЭМИ

Пусть имеется временной ряд . Метод Ирвина предполагает использование соотношения

где - стандартное отклонение, - среднее значение амплитуд, для оценки аномального приращения амплитуды последующего члена ряда в предположении, что предыдущий член ряда относится к фоновой составляющей сигнала . Расчетные значения сравниваются с табличными значениями критерия Ирвина ; если какое-либо из них оказывается больше табличного , то соответствующее значение уровня ряда считается аномальным. Значения критерия Ирвина для уровня значимости приведены в таблице 1.

Таблица 1

Значения критических значений для уровня значимости

Для практических расчетов при известной длине реализации можно использовать аналитическое выражение для определения критических значений , для которой погрешность аппроксимации меньше 1%:

, (4)

Численные эксперименты показали следующее: во-первых, для одиночного пика (аномального уровня) относительно фонового уровня следующий член ряда также интерпретируется как аномальный, хотя амплитуда его импульса сравнима с фоновым значением. Во-вторых, эта же погрешность будет присутствовать при наличии в исходном ряде нескольких аномальных уровней , , …. В данном случае, за аномальный уровень рада будет принят первый аномальный и следующий за серией аномалий фоновый уровень . Все промежуточные аномалии , …, будут отнесены к фоновой составляющей ряда. Это приведет к искажению (завышению) огибающей фоновой компоненты (рис. 4).

При интерактивном способе разделения уровней ряда фиктивные аномальные уровни отбраковываются оператором. В задачах автоматизированной обработки данных ряды пиков осложняются пропорциональным количеством значений фоновых компонент.

Для тех случаев, когда количество пиков превышает 50% от общего количества значений ряда и тем более для подряд стоящих пиков сформированный ряд фоновых данных осложняется пиковой компонентой (рис.5). Видимо эти погрешности до сих пор не позволили методу Ирвина найти достаточно широкое применение в практике статистических исследований временных рядов.

Рис. 4. Иллюстрация осложнения фоновой компоненты ряда аномальными уровнями при использовании метода Ирвина

Рис. 5. Осложнение фоновой составляющей имитационного ряда при 50% соотношении пиковых и фоновых компонент

В результате численного моделирования различных соотношений «сигнал - помеха» была разработана методика в виде модифицированного метода Ирвина для адекватного разделения аномальных (пиковых) и фоновых уровней ряда. Данная задача, как было указано выше, актуальна для систем электромагнитного мониторинга грозовых разрядов и поиска различных источников электромагнитного излучения тектонической природы.

Для исключения указанных погрешностей метода Ирвина было разработано три варианта расчетов для разделения уровней рада, применение которых обосновано сложностью соотношений «сигнал-помеха» в реальных экспериментальных данных, например, как это показано на рис. 1, 2.

В простейшем случае, для выделения одиночных пиков положительно определенного ряда к условию Ирвина (3) добавляется условие не отрицательности разности , т.е. . Все аномальные уровни в фоновой компоненте ряда заменяются значениями по формуле параболического интерполирования:

, (5)

где члены ряда фоновой компоненты, предшествующие аномальному уровню . Так как первый член ряда может быть с аномальной амплитудой, то в начале ряда проставляются три дополнительных члена ряда с минимальной амплитудой. Результаты численного моделирования по данному алгоритму показаны на рис. 6.

Рис. 6. Выделение фоновой составляющей имитационного ряда при наличии одиночных пиковых компонент с дополнительным условием не отрицательности разности сравниваемых амплитуд последовательных членов ряда

Сравнение с результатами расчетов с применением простого алгоритма Ирвина (рис. 4) наглядно показывает необходимость введения в алгоритм дополнительного условия не отрицательности разности .

При увеличении количества аномальных уровней до 50% замена пиковых значений по формуле (5) приводит к осложнению фоновой компоненты усредненными значениями амплитуд аномальных уровней (рис. 5). В данном случае применяется алгоритм последовательного исключения аномальных уровней.

Амплитуды сигнала аномальных уровней в фоновой компоненте заменяются по формуле (5) с возвратом на начало цикла расчетов. При этом значение стандартного отклонения рассчитывается для первоначального ряда и при повторных расчетах принимается за константу.

Данный алгоритм позволяет адекватно разделять фоновую и импульсную компоненты, однако требует большего времени для расчетов, так как в массиве данных за сутки накапливается до 80000 импульсов и более, что приведет к задержке отображения результатов в реальном времени в системах автоматизированного мониторинга.

Для случаев возмущенного состояния геофизической среды (см. рис. 2) разработан алгоритм с построением вариационного ряда с возрастающими амплитудами сигнала. Для = (20-40)% от общего количества членов вариационного ряда рассчитывается стандартное отклонение и применяется метод Ирвина до появления первого аномального уровня . Максимальное значение из первых (k-1) уровней вариационного ряда принимается за граничное значение фоновой компоненты, по которому производится разделение компонент исходного ряда.

Численное моделирование с использованием данных натурного эксперимента показало, что, если в исходном ряде присутствует только две компоненты, то фоновая компонента выделяется из исходного ряда без искажений. При наличии нескольких источников ЭМИ метод чувствителен к выбору количества членов вариационного ряда для расчета . Это может привести к пропуску аномальных источников сигнала либо к выделению мнимых источников (ошибки первого и второго родов). Для исключения данных погрешностей в системе автоматического мониторинга предполагается производить расчеты с использованием различных процентных выборок из вариационного ряда для расчета и применения метода Ирвина. Адекватность модели во всех случаях проверяется по статистическим характеристикам остаточного ряда . Проведенные расчеты для двух дней с различным состоянием возмущенности геофизической среды (рис.1, 2) показали сходимость моделей фоновых компонент, выделенных по методам исключения пиков и построения вариационного ряда при = (35 - 45)%.

Рецензенты:

Омельяненко А.В., д.т.н., профессор, главный научный сотрудник лаборатории инженерной геокриологии Института мерзлотоведения им. П.И.Мельникова СО РАН, г. Якутск;

Имаев В.С., д.г.-м.н., профессор, гл. научный сотрудник Института земной коры СО РАН, г.Иркутск.

Библиографическая ссылка

Трофименко С.В., Трофименко С.В., Маршалов А.Я., Гриб Н.Н., Колодезников И.И. МОДИФИКАЦИЯ МЕТОДА ИРВИНА ДЛЯ ВЫЯВЛЕНИЯ АНОМАЛЬНЫХ УРОВНЕЙ ВРЕМЕННЫХ РЯДОВ: МЕТОДИКА И ЧИСЛЕННЫЕ ЭКСПЕРИМЕНТЫ // Современные проблемы науки и образования. – 2014. – № 5.;
URL: http://science-education.ru/ru/article/view?id=15130 (дата обращения: 18.03.2019). Предлагаем вашему вниманию журналы, издающиеся в издательстве «Академия Естествознания»

Кроме того, аномальные уровни во временных рядах могут возникать из-за воздействия факторов, имеющих объективный характер, но проявляющихся эпизодически или очень редко – ошибки второго рода , они устранению не подлежат.

Для выявления аномальных уровней временных рядов используются методы, рассчитанные для статистических совокупностей.

Метод Ирвина.

Метод Ирвина предполагает использование следующей формулы:

где среднее квадратическое отклонение рассчитывается в свою очередь с использованием формул:

. (2)

Расчетные значения сравниваются с табличными значениями критерия Ирвина , и если оказываются больше табличных, то соответствующее значение уровня ряда считается аномальным. Значение критерия Ирвина для уровня значимости , т.е. с 5%-ной ошибкой, приведены в таблице 4.

Таблица 4.

	2,8	2,3	1,5	1,3	1,2	1,1	1,0

После выявления аномальных уровней ряда обязательно определение причин их возникновения!

Если точно установлено, что аномалия вызвана ошибками первого рода, то соответствующие уровни ряда «поправляются» либо заменой простой средней арифметической соседних уровней ряда, либо значениями, полученными по кривой, аппроксимирующей данный временной ряд в целом.

Метод проверки разностей средних уровней.

Реализация этого метода состоит из четырех этапов.

1. Исходный временной ряд разбивается на две примерно равные по числу уровней части: в первой части первых уровней исходного ряда, во второй – остальных уровней .

2. для каждой из этих частей вычисляются среднее значение и дисперсии:

3. проверка равенства (однородности) дисперсий обеих частей ряда с помощью F-критерия Фишера, которая основана на сравнении расчетного значения этого критерия:

с табличным (критическим) значением критерия Фишера с заданным уровнем значимости (уровнем ошибки) . В качестве чаще всего берут значения 0,1 (10%-ная ошибка), 0,05 (5%-ная ошибка), 0,01 (1%-ная ошибка). Величина называется доверительной вероятностью. Если расчетное (эмпирическое) значение F меньше табличного , то гипотеза о равенстве дисперсий принимается и переходят к четвертому этапу. В противном случае, гипотеза о равенстве дисперсий отвергается и делается вывод, что данный метод для определения наличия тренда ответа не дает.

4. проверяется гипотеза об отсутствии тренда с использованием критерия Стьюдента. Для этого определяется расчетное значение критерия Стьюдента по формуле:

(3)

где среднее квадратическое отклонение разности средних:

.

Если расчетное значение меньше табличного значения статистики Стьюдента с заданным уровнем значимости , гипотеза принимается, то есть тренда нет, в противном случае тренд есть. Заметим, что в данном случае табличное значение берется для числа степеней свободы, равного , при этом данный метод применим только для рядов с монотонной тенденцией.

Метод Фостера-Стьюарта.

Этот метод обладает большими возможностями и дает более надежные результаты по сравнению с предыдущими. Кроме тренда самого ряда (тренда в среднем), он позволяет установить наличие тренда дисперсии временного ряда: если тренда дисперсии нет, то разброс уровней ряда постоянен; если дисперсия увеличивается, то ряд «раскачивается» и т.д.

Реализация метода также состоит из четырех этапов.

1. производится сравнение каждого уровня со всеми предыдущими, при этом определяются две числовые последовательности:

2. вычисляются величины:

Нетрудно видеть, что величина , характеризующая изменение временного ряда, принимает значения от 0 (все уровни ряда равны между собой) до (ряд монотонный). Величина характеризует изменение дисперсии уровней временного ряда и изменяется от (ряд монотонно убывает) до (ряд монотонно возрастает).

1. отклонение величины от величины математического ожидания величины для ряда, в котором уровни расположены случайным образом;

2. отклонение величины от нуля.

Эта проверка проводится с использованием расчетных (эмпирических) значений критерия Стьюдента для средней и для дисперсии:

где математическое ожидание величины , определенной для ряда, в котором уровни расположены случайным образом;