Погрешности_измерений_TNR16
.pdf
|
|
|
|
|
1 |
− ( |
X −a |
) |
2 |
|
|
|
|
Р( Х )e= |
|
(1) |
|||
|
|
|
|
|
2σ 2 |
||||
Изрис. видно5,чтоосновнаячастьрезультатовизмерений |
|
|
|
2π σ |
|
|
|
||
|
|
а – истинногозначения |
|||||||
группируетсяоколоцентрзначельнияого |
|
|
|||||||
|
P(Х) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
|
|
|
|
|
|
a |
|
|
Х |
|
|
|
|
|
|
Рис. Изменен5. фокрпрмыивойе |
|
|
змерениях |
|
|
|
|
|
|
однойитойжевеличинымет |
одамиразличнойточности: |
|
|
|
|
|
||
|
1 - σ 1; 2 - σ 2; 3 - σ 3; |
σ 3>σ 2>σ 1 |
|
|
|
|
|
||
измеряемойвеличины. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Отклоненияпообест центрароныраспределени |
|
|
|
|
янаблюдаются |
||||
темреже,чембольшеабсолютнаявеличтаких |
|
|
|
|
тклонений. |
||||
Еслиизмеизмнитьтодверенличияны |
|
|
а иизмеедругимрять |
|
|||||
прибо,нап,болеерсоми р |
овершенным,болееточным, разброс |
|
|
|
|
ссой а,но |
|||
результатизмеренийбудетокцентраословпрежнейабсци |
|
|
|
|
|
|
|
||
разбросрезульт |
атовсущественноуменьшитсярис(. |
|
|
|
|
5,кривая1)Если. |
|||
жеточностьметодаизмеренкривойниже,чемдля2,торазброс |
|
|
|
|
|
|
|
е- |
|
зультатовувел |
ичикриваятстанетболеепологойрис(. |
|
|
|
|
|
|
|
5,кривая |
3)Трем.кривымнарис. |
5соответствуютразны |
|
езначестандартаия |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
11 |
отклонения σ,котохарактеризуетыйразмахразброс( )случайных |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
отклоне,присущихдаметодунноийиз .Пэтомрпления |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о- |
|
щадьподкривымираспдляеделенияазных |
|
|
|
|
|
|
|
σ однаитаже.Пар |
а- |
|||||||||||||
метры а и σ враспределГаусса,какправило,нении |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
известныих |
|
||||||||
нужноискподазначениямтьнным |
|
|
Х1, Х2, …Хn ,полученнымизоп |
ы- |
||||||||||||||||||
та.Втеориипогрешностейсуществуетметодмаксимального( пра |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
в- |
|||||
допод),котпобиярыйзволяустановитьсвязьмеждупараметрами |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
распределенияГаусса |
а и σ инаборомрезультатовиз |
|
|
|
меренийфиз |
и- |
||||||||||||||||
ческойвеличины.Используяэтотмет,можнострогодматематич |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
е- |
|||||
скидоказать,чтонаиболееправдоподобнойоценкойистинногозн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
а- |
|||||
ченияизмеряемойвеличиныявлясрарифметическоеднеетсяиз |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
данныхизмер |
ений,т.е. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
n |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(2) |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
а = |
Х |
= |
∑ X i |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
n |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i=1 |
|
|
|
|
|
|
||||
ана илучшейоценкойвторогопараметра |
|
|
|
|
|
σ являсрквадредняятся |
|
|
|
|
|
а- |
||||||||||
тичнаяпогрешсредность |
его S |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Расчетосуществляетсяпоформуле: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
n |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
∑(X i − |
|
)2 |
|
|
|
|
∑ 2 X i |
|
||||||
|
|
|
|
S X |
= |
X |
(3) |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
i=1 |
= |
|
|
i=1 |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
n(n −1) |
|
|
|
|
|
n(n −1) |
|
|
|
12
Понятдоверительногонтервала |
|
|
|
|
|
|
|
|
идоверительнойвероя |
т- |
|||||||||||||||||
надежности( ) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Среднееарифметическое |
|
|
являетсяприблоценкойиженной |
|
|
|
|
|
|
|
с- |
||||||||||||||||
X |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
тинногозначения |
а измеряемойвеличины.Поэ,чтэтаоцебыму |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
н- |
|||||||||||
кабыланаиболееполной,надообязательноуказать,какпогрева |
|
|
|
X.Величинуабсолютного |
|
|
|
|
|
|
|
ш- |
|||||||||||||||
ностьполученногорезультата |
|
|
|
|
|
|
|
|
клонения |
||||||||||||||||||
среднего |
|
из n измереотистинногоийачения |
|
|
|
|
|
|
|
а называютабс |
о- |
||||||||||||||||
X |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
лютнойпогрешносилидоверительин средьюервало. нымего |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
Важнонето,чтврезультатеизмерениймыполучаем |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
,аважното, |
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|||||||||||||
чтонарядус |
|
|
|
|
долженбытьуказанинтервал |
|
|
|
|
|
|
X,впределахкоторого |
|
||||||||||||||
|
|
X |
|
||||||||||||||||||||||||
где-тонаходится |
стинноезначение |
а. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
Одмынможетакод сутверждоверно,чтоистинноезнатьч |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
е- |
|||||||
ние а окажевнуинтерваларися |
|
|
|
( |
|
− |
Х , |
|
+ Х ),мыможемсказатьлиш |
|
|||||||||||||||||
|
|
|
Х |
Х |
|
||||||||||||||||||||||
следующее:имкакаяется |
|
|
-товероятого,чалежитностьвпред |
|
|
|
|
|
|
|
е- |
||||||||||||||||
лахэтогоинтервала.Сле,довательноерительныйинтервал |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|||||||
необходимоуказыватьвместедов вероятностьюрительнойнаде( |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ж- |
|||||||
ностью) |
α попадаистизначенвпределыияногоэтогоинтервалая. |
|
|
|
|
|
|
|
Х неможетбыть |
|
|||||||||||||||||
Безу казанияверо тности |
|
α сампосебеинтервал |
|
||||||||||||||||||||||||
принятвкач |
|
|
|
|
|
естве |
|
оценкипогрезультаташности. |
Р(Х),товероя |
|
|||||||||||||||||
Еслиизвестенроятностныйзаконраспределения |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
т- |
||||||||||||||
ностьпопадаистизначенвпределыияногоэтогоинтервалаям |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о- |
|||||||
жетбытьра |
|
|
ссчитанап |
оформуле: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
+ X |
|
|
|
|
|
|
|
(4) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
α = ∫ Р(Х )dХ |
||||||||||||
Расчетпоказывает,чтоужепричизмеренийсле |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
− X |
n > 30 выборпог е |
ш- |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
ности |
X =σ ( |
X σ = Z =1),давенадежностиличину |
α,равную0,68. |
|
|||||||||||||||||||||||
Другимисло,еслвамизятьинтервалнадежности |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
( |
|
−σ , |
|
+σ ),то |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Х |
Х |
|||||||||||||
можноутверждать,что68случаяхиз100истиннаявеличина |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
а по- |
13
падетвуказанныйинтервал, 32случаяхиз100 |
|
|
|
|
|
|
|
– непопадетвэтот |
|
|
||||||
интервал. |
|
|
( Х |
= Z = 2),то |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Вслучае,когда |
|
X = 2σ |
α получаетсяравной0,95. |
|
|
|||||||||||
Если Х = 3σ ( |
|
= Z = 3), |
2σ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Х |
α = т0,997,.е.запределыдоверительного |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
σ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
интервалавыйдетвсеголишьоколоизмерений3 1000. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
РаспределСтьюдентаие |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Формула(3),покоторойоцениваесреднеквадратичноесяклон |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
е- |
|||
ние σ,являетсясправедливойлишьпри |
|
|
n → ∞ .Число |
измеренийв |
е- |
|||||||||||
альнопнеыможбытьтахескбольшим,поэтомунечноиспол |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ь- |
||
зоватьсреднеквадотклонендляогранчислаечноеенного |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
з- |
||
меренийнельзя. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
а |
Чтобыполучитьоценкудоверительногоинтерваладлявеличины |
|
|
йвместоотн |
ошения |
|
|||||||||||
вслучаемалых |
n,втеориипогрешносте |
|
Х |
σ = Z , |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
вводятвеличину |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t (α, n) = |
X |
− a |
= |
X |
|
(5) |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
коэффициентСтьюдента |
|
|
|
|
|
SX |
|
|
|
SX |
|
|
|
||
Этавеличина( |
|
) |
являетсяфункциейчисла |
|
|
|||||||||||
измерений n ивеличины |
α - доверительнвер,кояйнамтораяности |
|
|
|
|
|
||||||||||
задаетсяилижемывыбираемсами. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n распределенане |
||||||
Оказывается,чтослучайнаявеличинапрималых |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
понормальномузакону(1),п |
|
|
озакону,открытомуСтьюдентом. |
|
|
|
|
|
||||||||
Видэтогозаконасущес |
|
|
твеннозависитотвыбора |
|
|
|
|
n. |
|
|
|
|
|
14
Плотнвероятностиьраспределения |
|
P(t),соответствующ |
аязак |
о- |
|||||||||||
нуСтьюдента,им |
еетвид: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
α |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
Г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
P (t ) = |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
, |
(6) |
|||
|
|
|
n −1 |
t 2 |
α |
2 |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
π n −1 |
Г |
+ |
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
n −1 |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где |
α |
|
n −1 |
— гамма-функции. |
|||||
Г |
|
|
, |
Г |
|
|
|||
2 |
2 |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
Нарис.приведены6 кривыераспреСтьюдразлиляеленията
P(t)
1
2
3
4
|
|
|
0,2 |
|
|
|
|
0,1 |
|
− t* |
|
|
|
+ t* |
-2 |
-1 |
0 |
1 |
2 |
Рис. Кривые6.распреСтьюдразлиляеленията |
|
|
чных n: |
1 – n = ∞; 2 – n = 10; 3 – n = 5; 4 – n = 2
от t,нои т n.ЗначениекоэффициСтьюдента значений n и α,рассчитанныевсоответствиизакономСть приведенытаблице2.
ныхзнач |
ений n. |
ч- |
|
|
|||
При n → ∞ распределение |
|||
Стьюдентапереходитв |
|
|
|
распределениеГаусса. |
|
||
РаспределениеСть |
юдента |
||
позволяетоценитьвелич |
|
и- |
|
нуп огрешностирезультата |
|||
X призадоверанной |
|
и- |
|
тельнвероятностий |
|
α, |
|
или,наоборот,призада |
|
н- |
|
ном |
X найтивел |
|
ичину α. |
Действ,еслительно |
ы- |
||
братьнаоси |
t(n,α)некот о- |
||
роезначение |
t |
(рис.6),то |
вероятность α определяет-
сязаштрихованнойпл |
о- |
|
щадью,пр |
ичемвеличина |
α |
будетзависетьнеолько
t дляразличных юдента,
15
Заднадежностьвая |
α,равн уюо |
пределеннойвеличи,придан еом |
|
|
|
||||
значении n,потабл.м2 ожнопределитьк эффициент |
|
|
t.Т,огдапр |
е- |
|||||
деливпредварительно |
S |
|
поформуле(3),жноценитьабсолю |
|
|
|
т- |
||
X |
|
|
|
||||||
нуюпогрезультаташность( |
|
|
довериинтервалельный |
) |
Х пофо |
р- |
|||
муле: |
|
|
|
|
|
|
|
|
(7) |
|
|
|
|
|
|
X= t (α,n) SX |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица2. |
|
n |
|
|
|
|
α |
|
|
|
|
0,2 |
0,4 |
0,6 |
0,8 |
0,9 |
0,95 |
0,99 |
|
||
2 |
0,33 |
0,73 |
1,38 |
3,1 |
6,31 |
12,7 |
63,7 |
|
|
3 |
0,29 |
0,62 |
1,06 |
1,9 |
2,92 |
4,30 |
9,52 |
|
|
4 |
0,28 |
0,58 |
0,98 |
1,6 |
2,35 |
3,18 |
5,84 |
|
|
5 |
0,27 |
0,57 |
0,94 |
1,5 |
2,13 |
2,78 |
4,60 |
|
|
6 |
0,27 |
0,56 |
0,92 |
1,5 |
2,02 |
2,57 |
4,03 |
|
|
7 |
0,27 |
0,55 |
0,90 |
1,4 |
1,94 |
2,45 |
3,17 |
|
|
8 |
0,26 |
0,55 |
0,90 |
1,4 |
1,89 |
2,36 |
3,50 |
|
|
9 |
0,26 |
0,54 |
0,90 |
1,4 |
1,86 |
2,31 |
3,36 |
|
|
10 |
0,26 |
0,54 |
0,86 |
1,4 |
1,83 |
2,26 |
3,25 |
|
|
15 |
0,26 |
0,54 |
0,87 |
1,3 |
1,76 |
2,14 |
2,98 |
|
|
20 |
0,26 |
0,53 |
0,85 |
1,3 |
1,73 |
2,09 |
2,86 |
|
|
30 |
0,26 |
0,53 |
0,85 |
1,3 |
1,70 |
2,05 |
2,76 |
|
|
40 |
0,26 |
0,53 |
0,85 |
1,3 |
1,69 |
2,02 |
2,71 |
|
|
60 |
0,25 |
0,53 |
0,85 |
1,3 |
1,67 |
2,00 |
2,66 |
|
|
∞ |
0,25 |
0,52 |
0,84 |
1,3 |
1,65 |
1,95 |
2,59 |
|
Истинноезначениеизмвеличиныряемой |
|
|
а будетнаходитьсявпр |
е- |
|
делахинтервала( |
Х − Х , Х + Х )свер |
оятностью α,т. е. |
(8) |
||
|
|
|
|
± Х ) |
|
|
|
а = (Х |
|||
Объективнымкритериекачествапроведизмявенныхрений |
|
|
|
ляет- |
|
сяотноситпогреш,определяемаяльотношениемостьабсолю |
|
|
|
т- |
|
нойпогрешксреднемузначениюости |
|
змеряемойвеличины: |
|
16
|
|
|
|
|
|
|
ε = |
|
|
Х |
(9) |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
Х |
|
|
|
|
|
||||||
Выявлениепромахов |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Ранееужеговорил,чтоесливзятьдоверительныйсьинтервал |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
(Х −3σ, Х + 3σ ),тольковслучаях3 из1000измереожнийо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
и- |
|||
датьвыходизмеренийуказанногодоверительногоинтерв |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ала.Если |
|||
неставитсяспециальзадача,гдеточиграетноснаяость, внуюль |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
томожносчитатьда |
нные,выходящзадоверинтервалтельный |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
Х = ±3σ ,промахамиихприч обрабостовойнеучи.Втыватьке |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
практирас,причеогртскачхничизмеренийхсл,длянном |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
оценкипромаховпредп |
олагается,что |
|
σ = S |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
X |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
Выборчисланеобходимыхизмерений |
|
|
|
|
|
|
учетпогрешности |
з- |
||||||||||
мерительного |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
прибора |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Иногдаусловияработытребуютполучениемаксимальнойточности |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
сиспользованиемопределенногоизмерительногоустройства,име |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ю- |
|||
щегоценуделения |
С. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Счи, экспериментоаетсядостовернорустанзнавливаетч |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
е- |
|||
ниепоказанийприборасточн |
|
|
|
остью |
С 2 = δ |
(здесь δ - погрешность |
||||||||||||
измеритеприбора)Если. задьногоатьсяоверительнойвероятн |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о- |
|||
стью α = то0,68,можносоставитьравенстводляопредечислаения |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
необходимыхизмерений |
n: S |
|
≤ δ .Подставляя |
|
|
|
S |
|
из(3),пол |
учаем: |
||||||||
X |
|
|
|
X |
||||||||||||||
|
|
n |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑ 2 Xi |
∑ 2 Xi |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
i=1 |
|
≈ |
i=1 |
|
= δ |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
n n −1 |
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
Тогда
17
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑ 2 Xi |
(10) |
||
|
|
|
|
|
|
|
n = |
i=1 |
|
|||
Ясно,чтврезультатеизмнельзясделатьренийошибкуменьше, |
δ |
|||||||||||
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
||||||||
чемта,котоопрпогрешноседеляетсяаяизмериприбора. тельногоью |
|
|
|
|
|
|||||||
Поэтвокомунчательномрезультате |
|
|
|
вкачеабспогретвеолютной |
ш- |
|||||||
ностипринимслучпогрешнайнуююттолькогда, онагдасть |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
существеннопревышаетприборную.Вслучае,когдаэтребования |
|
|
|
|
|
|||||||
невыпоислучаняются |
|
|
йнаяпогрешностьоказываетсясравнимой |
|
|
|
|
|||||
прибопогрнойешностью |
|
|
|
δ,границыдове |
|
рительногоинтервала |
||||||
определяютсяпофо |
рмуле: |
|
|
|
|
(11) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
X= |
t2 +α, n 2SX δ 2 |
||||
Еслижеприбопогявлрнаяешноопредет,т..сятьеляющей |
|
|
|
|
|
|||||||
величинасущественнобольшевеличиныслучайнойп грешности, |
|
|
|
|
|
|||||||
присущейданномуметоду, в кончательномрезультат |
|
|
|
|
еучитыв а- |
|||||||
юттолькоприбопог.рВэтомнуюешностьслучаеногократныеи |
|
|
|
|
з- |
|||||||
мернев ния |
ыполняют. |
|
|
|
|
|
||||||
Порядокобработкирезультатовпрямыхизм |
|
|
|
|
ерений |
|
||||||
Когдафизическаявеличина |
|
|
|
а определяетсянепосредственно |
о- |
|||||||
мощьютогоилииногозмер |
|
|
|
|
|
|
ительногоприборапрямые( |
|
|
|
змерения), |
|
оценкаистинногозначенияизмервеличиныпогрешностиемой |
|
|
|
|
|
|||||||
можетбытьосуществленаследующемпоря |
|
|
|
|
дке: |
|
||||||
1. Составтаблицарезультатовяетсяизмерений. |
|
|
|
|
n измерений: |
|||||||
2. Вычислясреднзначениетсяарифметическоеиз |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
1 |
n |
|
|
|
|
|
|
|
X |
= |
∑ X i |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||
3. Определяютсяпогрешностиотдельныхиз |
|
n i=1 |
мерений: |
|
||||||||
|
|
|
|
X=i −X Xi
18
|
2 X i = ( |
|
− X i )2 |
|
X |
||
4. Вычисляюквадратыпогрешностейделся |
|
|
ьныхизмерений: |
5.Вычисляетсясредняяквадратичнаяпогрезультаташностьсерии измерений:
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
SX |
|
∑ 2 Xi |
|
|
|
|
|
|
= |
i=1 |
|
|
|
|
|
|
|
n n −1 |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
||
6. |
Еслиимеютсярезкоотличающиостальныхзнач,выяенияся |
|
|
|
|
|
с- |
|
|
няют,неявлонияютсяпром |
ахами. |
|
|
|
|||
7. |
Задаютсязначениемдоверительнойвероятности |
|
|
|
α (влабораторных |
|
||
|
работахфизическогопрактикумаобычноприн |
|
|
|
имают α впределах |
|||
|
от0,8до0,9 |
). |
|
|
|
t(α, |
n)дляз |
|
8. |
Опредепотабкоэффици2лицеяютС ьюдента |
|
|
|
а- |
|||
|
данадежностиной |
α |
ич |
ислапр |
оведенных |
|||
|
измерений n. |
|
|
|
|
|
|
|
9. |
Опреграницыделяютоверительногоинтерв |
|
|
|
ала: |
|
|
X= t2 +α, n 2SX δ 2
10. Рассчитываютотноситпогрезультатауюшсерииность измерений:
ε = ХХ 100%
19
11. Окончательныйрезаписультат |
|
|
|
|
|
|
|
|
ываетсявиде: |
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
X ) ед=.измер. |
|
α ... |
|
|
|
||||
|
|
a = (X |
± |
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
ε = ...% |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Расчетпогрешностизмеренийкосвенных |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Какужеуказывалось,косвенныеизмеренияфизическойличины |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
определяютсяпрямымиизме физическихугихенвеличинями, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
которыенаходятсявопределеннойфункциональнойзависим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
остиот |
||||||
искомойвеличи |
ны.Дляопределенадежрезулькосвеиниятата |
|
|
|
|
|
|
|
|
н- |
|||||||
ныхизмнеобходрений |
|
имоприменятьраспределениевероятностей |
|
|
|||||||||||||
рассматриваемойфункции.Однако,такойстрп вогийдходмно |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
гих |
||||||
случможнозаяхменить |
|
упрощенным. |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Пуисвеличинакомаять |
Х являетсяфункциейтоль |
|
кооднойпер |
е- |
|||||||||||||
менной,т.. |
X = f (х),причем, |
х определяетсяизпрямыхизмерений |
|
|
|||||||||||||
(х = х ± х).Приизменении |
х на dх произойдет |
зменефуниекции |
Х на |
||||||||||||||
dX.Применяяразложенфункциие |
|
|
|
|
|
|
|
|
f (x + x) врядТе |
йлора: |
|
||||||
|
|
X ± dX = f ( x) + |
df ( x) |
|
dx , |
|
|
||||||||||
откуда |
|
|
dx |
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
df ( x) |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
dX = |
dx |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
dx |
|
|
|
|
|
|
|
Заменяязначокдифференциала |
|
|
|
|
|
|
|
|
d значкомошибки |
,получаем |
|||||||
формулудляабсолютнойпогрезультаташностикосвенныхизм |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
е- |
|
рений: |
|
|
|
|
|
df (x) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
X = |
|
= |
|
x f ʹ(x ) x |
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
dx |
x=x |
|
|
|
|
|
|
|
|
Окончательныйрезультатможнопредставить |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
иде: |
|
||||
|
|
|
|
|
|
Х |
|
(ед . изм) |
|
|
|||||||
|
|
|
|
± |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
Х = Х |
|
|
|
|
|||||||||||
Относитпогравнае: шностьльная |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
20