8 / 17
вероятностей необходимо, если решения принимаются на основе ма-
лых выборок, а число накапливаемых без проверки объектов обычно
как раз мало — порядка 5. Если число объектов в группе превышает
несколько десятков, то разница между
P
1
и
P
2
практически исчезает.
3. Если исследуемый объект более “сине-красный”, чем уже на-
копленные ядра, то он принимается в любом случае. Иными словами,
возможность существования выбросов в эту “сине-красную” сторону
не учитывается. Наоборот, если объект более “зеленый” чем эритро-
циты, то он в любом случае отвергается.
4. Если вероятность
P
2
, подсчитанная относительно группы эри-
троцитов, больше, чем соответствующая вероятность, подсчитанная
относительно ядер, то объект отвергается.
5. Если на основе предыдущих пунктов решение не принято, то
оно принимается с учетом трех вероятностей. Вероятности
P
1
и
P
2
оценивают отклонение среднего значения, а вероятность
P
3
— откло-
нение площади эллипса рассеяния от характерных для группы ядер.
Объект отвергается, если
P
2
<
0
,
01
или
P
3
<
0
,
01
.
На рис. 6 показан пример проверки первичного объекта (“Эллипс
данного объекта” и его центр имеют синий цвет). Средние цвета ранее
принятых в качестве ядер объектов изображены зелеными кружками.
Верхний из них на самом деле соответствовал выбросу — пятну крас-
ки, но был принят в силу своей “сине-красной” природы. Это исказило
эллипс рассеяния средних цветов ядер, вытянув его по диагонали. Для
данного первичного объекта соответствующие вероятности
P
1
= 0
,
53
,
P
2
= 0
,
65
,
P
3
= 0
,
45
велики, поэтому он будет верно квалифицирован
как ядро и добавлен к статистике ядер.
Алгоритм построения разделяющей линии на плоскости отно-
сительных цветов.
Для решения задачи классификации объектов це-
Рис. 6. Пример проверки данного объекта на принадлежность к выборке ядер
56 ISSN 0236-3933. Вестник МГТУ им. Н.Э. Баумана. Сер. “Приборостроение”. 2015. № 4