LABORATORIUM FIZYKI II			Ćwiczenie nr: 1
Wydział: Mechatronika	Grupa: R 39	Zespół: 6	Data wykonania:
Nazwisko i imię: Żelski Krzysztof			Ocena	Przygotowanie:
Sprawozdanie przyjęto:	Data:	Podpis:
									Zaliczenie
Prowadzący:

Pierwszym etapem ćwiczenia był pomiar mocy dawki pochłoniętej za pomocą radiometru RK-67. Urządzenie to pozwala na badanie mocy dawki pochłoniętej od dwóch stron: cienkościennej i grubościennej.

Wyniki pomiarów były następujące:

Od strony grubościennej licznik wskazał około 3 μGy/h

Od strony cienkościennej licznik wskazał około 1200 μGy/h

Wyniki pomiarów świadczą o tym, że promieniowanie jest bardzo mało przenikliwe. Strona grubościenna detektora powstrzymała niemal całe promieniowanie próbki. Mamy zatem do czynienia z promieniowaniem β. Promieniowanie α wykluczam (pomimo że cechuje się również bardzo słabą przenikliwością), ponieważ ma bardzo mały zasięg, a poza tym prawdopodobnie zostało by powstrzymane przez stronę cienkościenną detektora (jako osłona przed promieniowaniem tego typu starcza już kartka papieru).

Przemiana jądrowa:

Rozpatrywana w trakcie doświadczenia przemiana jądrowa jest typu β. W tego typu przemianach liczba protonów lub neutronów zmniejsza się o jeden, przy czym nadmiarowy neuklon nie jest bezpośrednio usuwany z jądra, ale ulega przemianie na neuklon innego rodzaj, a na zewnątrz emitowany jest elektron lub pozyton.

e - elektron

ν - neutrino

W drugiej części doświadczenia wyznaczyliśmy charakterystykę roboczą licznika Geigera-Mullera.

Wyniki pomiarów i wykreślony na ich podstawie wykres znajdują się poniżej (badana próbka A1):

Napięcie U [V]	Ilość impulsów N	Szybkość liczenia I [imp/min]	σ=(I/t)^1/2
720	33035	33035	181,755
710	29496	29496	171,744
700	25548	25548	159,837
690	22452	22452	149,840
680	20882	20882	144,506
670	19424	19424	139,370
660	18029	18029	134,272
650	17393	17393	131,883
640	16680	16680	129,151
630	16585	16585	128,783
620	15905	15905	126,115
610	15581	15581	124,824
600	15554	15554	124,716
590	15405	15405	124,117
580	14991	14991	122,438
570	14945	14945	122,250
560	14762	14762	121,499
550	14409	14409	120,037
540	14223	14223	119,260
530	12086	12086	109,936
528	11633	11633	107,856
526	10133	10133	100,663
524	4259	4259	65,261
522	6	6	2,449
521	0	0	0,000

Na podstawie wykresu możemy określić podstawowe parametry licznika:

Napięcie progowe: Up=522 [V]

Napięcie pracy: U=590 [V]

Długość plateau: 100 [V]

Nachylenie plateau: 16%

Zmierzyliśmy również tło licznika: I = 15 [imp/min]

W trzeciej części doświadczenia wyznaczaliśmy czas martwy licznika. W tym celu usieliśmy dokonać trzech różnych pomiarów.

Czas trwania pomiarów: 10 minut.

Napięcie pomiarowe = napięcie pracy: 590 [V]

Próbka A1: N=149051 impulsów I₁=14905,1 [imp/min]

Próbka B2,A1: N=248557 impulsów I_1,2=24855,7 [imp/min]

Próbka B2: N=116205 impulsów I₂=11620,5 [imp/min]

Czas martwy licznika wynosi:

τ =0,0002892 [sek] = 289,2 [μs]

Błąd wyznaczenia czasu martwego licznika wyznaczam metodą różniczki zupełnej:

Przy czym błędy zliczania impulsów wyznaczam z zależności:

Zatem błąd wyznaczenia czasu martwego:

Ostatecznie więc wyznaczony przez nas czas martwy licznika wynosi:

τ = 289 ± 7 [μs]

Jest to czas, jaki licznik potrzebuje na zarejestrowanie kolejnej cząstki, a więc czas wygaszenia licznika.

Badanie statystycznego charakteru przemiany

promieniotwórczej.

Badań dokonywaliśmy za pomocą specjalistycznego sprzętu i dedykowanego oprogramowania. Poniżej przedstawione są wyniki dokonanych pomiarów otrzymane z komputera:

Liczba przemian: ki	Liczba krotnności przemian n(ki)
1	3
2	29
3	37
4	52
5	88
6	99
7	82
8	46
9	53
10	32
11	15
12	6
13	6
14	1
15	0
16	1

Aby zadecydować jaki rozkład prawdopodobieństwa będę testować jako najlepszy wyznaczam wartość średnią obserwowanej liczby przemian na podstawie zależności:

Jako, że otrzymana wartość średnia jest mniejsza od 20 przyjmuję hipotezę, że badany rozkład opisywany jest rozkładem Poissona. Jako, że rozpatrywany przeze mnie jest tylko jeden rozkład, przyjmuję z góry wartość poziomu ufności równą 99%. Dla takiego poziomu wyznaczona wartość graniczna statystyki wynosi 29,14 (dla 16-2=14 stopni swobody).

Przy pomocy testu χ2 sprawdzam słuszność postawionej hipotezy postępując według algorytmu postępowania zawartego w instrukcji. Poniższa tabela przedstawia poszczególne wyniki obliczeń, przy czym wykonane są one dla k_średnie = 6,36

1	3	3	-5,36	28,730	0,011	6,049	-3,049	1,537
2	29	58	-4,36	19,010	0,035	19,237	9,763	4,955
3	37	111	-3,36	11,290	0,074	40,782	-3,782	0,351
4	52	208	-2,36	5,570	0,118	64,844	-12,844	2,544
5	88	440	-1,36	1,850	0,150	82,481	5,519	0,369
6	99	594	-0,36	0,130	0,159	87,430	11,570	1,531
7	82	574	0,64	0,410	0,144	79,436	2,564	0,083
8	46	368	1,64	2,690	0,115	63,152	-17,152	4,658
9	53	477	2,64	6,970	0,081	44,627	8,373	1,571
10	32	320	3,64	13,250	0,052	28,383	3,617	0,461
11	15	165	4,64	21,530	0,030	16,411	-1,411	0,121
12	6	72	5,64	31,810	0,016	8,698	-2,698	0,837
13	6	78	6,64	44,090	0,008	4,255	1,745	0,716
14	1	14	7,64	58,370	0,004	1,933	-0,933	0,450
15	0	0	8,64	74,650	0,001	0,820	-0,820	0,820
16	1	16	9,64	92,930	0,001	0,326	0,674	1,395
SUMA: χ2 = 22,399

Jako, że k_średnie = 6,36 jest mniejsze od 20 przyjęliśmy hipotezę, że badany rozkład jest rozkładem Poissona. Dodatkowo, założyliśmy poziom ufności równy 99% (wartość graniczna χ2=29,14). Ostatecznie ponieważ wyznaczona wartość statystyki χ2=22,4 jest mniejsza od wartości granicznej - przyjmuję hipotezę jako poprawną.

5

1

---