книги из ГПНТБ / Савенко, В. Г. Измерительная техника учеб. пособие
.pdf
|
i=/l |
|
|
E £l£ |
|
^ __ai ~f~a 3 + as + • • '+Дц __ t=1 |
(2. 8) |
|
л |
n |
|
Эта формула математически |
выражает п о с т у л а т |
|
с р е д н е г о а р и ф м е т и ч е с к о г о : |
наиболее |
достовер |
ное значение измеряемой величины, которое можно полу чить на основании большого ряда измерений, есть среднее арифметическое из полученных значений. Зная его, можно
по аналогии с разностью (2.3) определить разность |
|
Р/ = а, — Ä , |
(2.9) |
где рі — отклонение результата измерения от среднего зна чения.
В отличие от случайной погрешности это отклонение может быть вычислено для каждого измерения. Следует
помнить, |
что сумма |
отклонений результата измерений от |
среднего |
значения равна нулю, а сумма их квадратов—■ |
|
|
t=rt |
t=rt |
минимальна, т. е. £ |
р(. = 0 и Ц Р? — min. |
|
|
і=і |
і=і |
Эти свойства используются при обработке результатов измерений для контроля вычислений.
Сравнивая выражения (2.9) и (2.3), видим, что погреш ности рі отличаются от случайных погрешностей А,- так, как отличается среднее арифметическое значение ряда из
мерений А от истинного А (значения их близки друг другу, по, как правило, не равны). Степень приближения рі к А, будет тем больше, чем больше п, при п -> оо можно счи тать, что рі = Ді. Это позволяет все теоретические выводы, относящиеся к случайным погрешностям А,-, распростра нить и на отклонение результата измерений от среднего значения рг-. Величину абсолютной ошибки К, которая по является при замене истинного значения А средним ариф
метическим значением А, можно оценить по их разности.
X ,,-Ä — A = |
-?*-+ ак ± :: •+ |
_ |
А = |
Аі-± Дг + -.:.-’.+ |
. |
(2.10) |
||
|
|
п |
|
|
|
п |
|
|
Если |
из |
уравнения |
(2.3) |
вычесть |
почленно |
(2.9) |
||
и учесть |
(2.10), то получается, |
что Х— Аі—рц Эту погреш |
||||||
ность называют с л у ч а й н о й |
п о г р е ш н о с т ь ю |
р е |
||||||
з у л ь т а т а |
и з м е р е н и й (среднего |
арифметического) |
70
в отличие от А;, |
называемой |
с л у ч а й н о й |
п о г р е ш н о |
|
с т ь ю о д н о г о |
и з м е р е н и я . |
Пользуясь |
значением А |
|
как конечным результатом |
ряда |
измерений, можно до |
пустить погрешность к, которая меньше, чем значения Аі отдельных измерений из ряда.
Средняя квадратическая погрешность
Величину случайной погрешности чаще оценивают с по мощью средней квадратичной погрешности о. Определить ее по результатам измерений согласно теории вероятностей можно по приближенной формуле, вытекающей из (2.5) и приводимой без доказательства:
где рі — отклонение |
результата измерений от |
среднего |
значения; |
|
|
п — число измерений. |
|
|
Так как среднее |
арифметическое значение |
обладает |
некоторой случайной погрешностью и имеет определенную вероятность в отношении большего или меньшего ее значе ния, теория случайных погрешностей вводит также понятие о с р е д н е м к в а д р а т и ч н о м о т к л о н е н и и с р е д н е г о а р и ф м е т и ч е с к о г о (средняя квадратичная по грешность результата измерений). Возведя в квадрат правую и левую части равенства (2.10) и проделав даль нейшие преобразования, получим
где S j — приближенное значение квадратичной погрешно сти оj от ряда из п измерений.
Степень |
приближения я к S |
и ö j |
к S j |
определяется |
|||
числом |
измерений п\ в |
пределе |
|
они |
равны |
друг другу; |
|
о — lim5 |
и |
а- = 1іш5_. |
Из (2.12) |
следует, что с увеличе- |
|||
ft-#-00 |
|
А П-+00 " |
|
|
|
|
|
71
пием числа измерений точность результатов возрастает, но это происходит медленнее, чем увеличение числа измере ний. При обработке результатов йзмерений иногда опреде ляют среднее относительное квадратичное отклонение
М а к с и м а л ь н а я п о г р е ш н о с т ь
При оценке результатов измерений иногда пользуются
понятием |
м а к с и м а л ь н о й |
или |
п р е д е л ь н ой |
д о п у |
||||
с т и м о й п о г р е ш н о с т и , |
величину |
которой |
определя |
|||||
ют в долях а или S. В настоящее время существуют разные |
||||||||
критерии |
установления |
максимальной |
погрешности, т. е. |
|||||
границы |
поля допуска |
+ Д , |
в котором случайные погреш |
|||||
ности должны уложиться. Пока |
общепринятым |
является |
||||||
определение |
максимальной |
погрешности, равной |
Д= Зо |
|||||
(или 3 S ). В |
последнее время на основании информацион |
ной теории измерений проф. П. В. Новицкий рекомендует пользоваться величиной А= 2о [12].
Д о в е р и т е л ь н ы е в е р о я т н о с т и и и н т е р в а л
При оценке погрешностей результатов измерения тре буется определить точность и надежность полученных ре зультатов для среднего значения и среднего квадратичного отклонения. Пусть а означает вероятность того, что резуль тат измерений отличается от истинного значения на вели чину, не большую чем А. Это можно записать в виде
|
Р(А — Д < Л < Л |
+ Д) = а. |
(2..14) |
|
Вероятность а |
называется |
к о э ф ф и ц и е н т о м |
н а |
|
д е ж н о с т и |
или |
д о в е р и т е л ь н о й в е р о я т н о с т ь ю , |
||
а интервал |
значений от А—Д до Л + Д — д о в е р и т е л ь |
|||
ным и н т е р в а л о м . |
|
|
Из выражения (2.14) следует, что результат измерений не выходит за пределы доверительного интервала с веро ятностью, равной а, т. е. чем больше доверительный интер
вал, тем вероятнее, что результаты |
измерения |
не выйдут |
|
за его пределы и надежность будет |
выше. |
Очевидно, что |
|
при этом будет больше допустимая погрешность |
(точность |
||
измерения уменьшается). Следовательно, |
для |
характе |
72
ристики величины случайной погрешности необходимо за давать два значения — величину погрешности (довери тельный интервал) и величину доверительной вероятности, так как указание только величины погрешности делает за дачу неопределенной. Знание доверительной вероятности позволяет оценить степень надежности полученного резуль тата.
На практике степень надежности проводимых измере ний зависит от их характера. При большинстве обычных измерений можно ограничиться доверительной вероятно стью 0,9 или 0,95, если не требуется более высокая степень надежности. Вероятность определяется законом распреде ления погрешностей. Для нормального закона распределе ния значение доверительной вероятности можно опреде лять по (2.7), или по таблицам приложения 3. Так, напри мер, средней квадратичной ошибке о соответствует значение доверительной вероятности 0,683; ошибке 2 а —
0,954; ошибке За — 0,997.
Ошибки конечного рода измерений
До настоящего времени искомая величина А определя лась большим числом измерений (п ^ -1 7 ), и при этом
считалось, что она лежит в некотором интервале Л±А,. При технических измерениях неизвестная величина находится при малом числе измерений ( п ^ 2), поэтому следует вво дить коэффициент ta на количество измерений
А — А = ± ta l или А — А ± ta К.
Закон изменения коэффициента ta определяется рас
пределением Стьюдента (псевдоним английского статисти ка Госсета). Р а с п р е д е л е н и е м С т ь ю д е н т а при любом п > 2 называется распределение с плотностью ве роятности 5 (t, п ) :
где |
п — число измерении; |
|
Г — гамма-функция; |
t = |
^ _ fa __ |
------- у п — нормированное значение случайной величи |
|
|
ны. |
73
Для любого заданного значения ta доверительную ве
роятность (надежность а) неравенства |
—ta< . t < . t а опре |
деляют с помощью интеграла: |
|
S (t,n )d t = |
2 j S (/, п) dt |
или по таблицам приложения 4.
Значения К определяются из выражения .
/і—п
t„ а
1 = “
V, |
п (п — 1) |
|
Точность, величина надежности и число измерений свя заны между собой. Зависимость относительной ошибки от числа измерений при заданной надежности показана в табл. 2.2.
Таблица 2.2
Относительная |
|
Число |
ізмерений п |
при величине надежности а |
|
|||
К |
|
|
|
|
|
|
|
|
ошибка |
0,5 |
0,7 |
|
0,8 |
0,9 |
0,95 |
0,99 |
0,999 |
а |
|
|
|
|
|
|
|
|
1,0 |
2 |
3 |
|
4 |
5 |
7 |
п |
17 |
0 ,5 |
3 |
6 |
' |
9 |
13 |
18 |
31 |
50 |
0,3 |
6 |
13 |
|
20 |
32 |
46 |
78 |
127 |
0,2 |
13 |
29 |
|
43 |
70 |
99 |
171 |
277 |
0,1 |
47 |
109 |
|
166 |
273 |
387 |
668 |
1089 |
Как показывают расчеты, при малом |
числе измерений |
п II заданной погрешности метод Стьюдента дает меньшую |
|
надежность, чем при нормальном законе |
распределения; |
при п->-оо распределение Стьюдента приближается к нор мальному.
§ 2.4. ВЫЯВЛЕНИЕ И ИСКЛЮЧЕНИЕ ПРОМАХОВ ИЗ СЕРИИ ИЗМЕРЕНИЙ
При проведении ряда одинаковых измерений всегда будет некоторый статистический разброс его результатов. При этом могут встретиться измерения с большими слу чайными ошибками, которые являются естественным ста тистическим отклонением. Их незаконное отбрасывание (считая их промахами) может необоснованно завысить
74
и сделать |
фиктивной точность |
всего ряда |
измерений. |
С другой |
стороны, измерения с |
большими |
случайными |
ошибками могут оказаться промахами. Их наличие в серии из небольшого числа измерений может исказить как сред нее значение измеряемой величины, так и границы довери тельного интервала. Поэтому в процессе обработки резуль татов наблюдения промахи надо выявить и исключить из дальнейшего анализа.
Наиболее простой способ исключения грубых ошибок основан на том, что вероятность появления значения, укло няющегося от среднего арифметического более чем на За, равна 0,003 и поэтому результаты, вероятность получения которых меньше 0,003, можно считать промахом:
Р (|бг|> За) = 0,003,
где б , - р , = (а,-— И)— приближенное значение ошибки каждого измерения;
о — средняя квадратичная погрешность.
При этом считают маловероятным, чтобы модуль ошиб ки превысил За. Если же найдется какое-нибудь р;, модуль которого превышает За, то такое измерение считается со держащим промах и отбрасывается. В некоторые виды задач вводят условие исключения измерения, у которого |рі| > 2 а . _После отбрасывания промаха приближенные
значения А и о вычисляются заново [8].
В рассмотренном способе вероятность появления откло нений от среднего значения при заданной надежности а при одном измерении равна ßi = l —а. Вероятность ß воз растает при увеличении числа измерений п\ ß (l—a n)= ttß i. Это значит, что, например, при а = 0,997 вероятность того, что из десяти измерений хотя бы одно будет случайно от личаться от среднего более чем на За, будет уже не 0,003, a 0,03. Кроме того, при проведении измерений точное зна чение а неизвестно, и ее значение приближенно заменяется
S по (2.11). Поэтому при выявлении |
промахов целесооб |
||||||
разно применять критерии, |
не связанные |
со значением а. |
|||||
Теория вероятностей определяет |
м а к с и м а л ь н о е |
от |
|||||
н о с и т е л ь н о е |
отклонение |
Umax, |
имеющее специальное |
||||
распределение, |
зависящее |
от |
числа |
измерений [9, |
10]. |
||
В приложении 5 приведены |
данные этого |
распределения |
при различных п и надежности а = 1 —ß. Для применения
этой таблицы надо вычислить среднее арифметическое А и среднюю квадратичную погрешность 5 П из всех измере
75
ний. Если найти Uh— относительное отклонение от сред него арифметического измерения йй, которое может ока заться промахом, в долях S n:
|
(2.15) |
то при U k > U max (при заданном значении а или ß) |
значе |
ние cth, резко выделяющееся из серии п измерений, |
можно |
рассматривать как промах; при U h < U m&% значение йл является следствием статистического разброса. При ма лом числе измерений в (2.15) вводится поправочный мно
житель ~ ^ / -— - K S n [11].
§2.5. ПРАВИЛА СУММИРОВАНИЯ СЛУЧАЙНЫХ
ИСИСТЕМАТИЧЕСКИХ ПОГРЕШНОСТЕЙ
Погрешность сложных измерительных приборов зави сит от погрешностей отдельных его частей, которые сумми руются по определенным правилам.
Пусть, например, измерительный прибор состоит из т блоков, каждый из которых обладает независимыми друг от друга случайными погрешностями. При этом известны абсолютные значения средних квадратичных о& или мак симальных Ми погрешностей каждого блока.
т |
т |
|
Арифметическое суммирование |
или 5] |
дает |
максимальное значение всех возможных погрешностей прибора, которое имеет ничтожно малую вероятность и поэтому редко используется для оценки точности работы прибора в целом. Согласно теории ошибок результирую щая погрешность оре3 и Мрез определяется сложением по квадратичному закону:
Аналогично определяется и результирующая относи тельная погрешность измерения
(2.16)
76
Уравнение (2.16) можно применять для определения допустимых погрешностей отдельных блоков разрабаты ваемых новых приборов с заданной общей погрешностью измерения. При конструировании прибора обычно задают ся равными погрешностями для отдельных входящих в не го блоков. Если в измерительной сх^ме существует не сколько источников погрешностей, которые на конечный результат измерения влияют полностью или частично (или прибор состоит из нескольких блоков), в (2.16) следует ввести поправочные коэффициенты ЛѴ
бреэ |
= / ( К , б ^ + (К2 ö,)2 |
+ - - - + ( K m8m)2, |
(2.17) |
где 6j, б2, ..., |
6т — относительные |
погрешности отдельных |
|
|
приборов или элементов (узлов, |
блоков) |
|
|
измерительной схемы; |
|
|
Кі, К г , К т— коэффициенты, |
учитывающие |
степень |
влияния случайной погрешности данного измерительного прибора или его блоков на результат измерения.
При наличии у измерительного прибора (или его бло ков) также и систематических погрешностей общая по грешность определяется их суммой
б г = £ б , . , + 1 ^ 1 8 ?,
где 6 . ) — систематическая погрешность от воздействия
на і-й блок р-го фактора; бг- — случайные погрешности для і-го блока.
Суммирование зависимых друг от друга составляющих погрешностей, т. е. погрешностей, имеющих взаимную кор реляционную связь, основано на следующем положении теории вероятностей: дисперсия суммы двух корреляцион ных случайных величин характеризующихся дисперсиями oj и о\ и коэффициентами корреляции г п, определяется
выражением
<4 = а? + 2П2а1о2 + 4
Из этого следует, что средняя квадратичная результи рующая погрешность вычисляется по формуле
= V of + 2г12°1 °2 + а2 ■ |
(2.18) |
На практике обычно пользуются двумя крайними слу чаями (2.18): при сильной взаимосвязи случайных величин,
77
когда Гі2 « ± 1 , составляющие погрешности суммируются алгебраически:
. при слабой связи, когда Гі2« 0 погрешности независимы и суммируются геометрически
Такой же подход справедлив и для большего числа со ставляющих коррелированных погрешностей.
При оценке влияния частных погрешностей следует учи тывать, что точность измерений в основном зависит от по грешностей, больших по абсолютной величине,' а некоторые наименьшие погрешности можно вообще не учитывать. Частная погрешность устанавливается на основании так
называемого к р и т е р и я |
н и ч т о ж н о й |
п о г р е ш н о |
сти, который заключается |
в следующем. |
Допустим, что |
суммарная погрешность брез определена по |
(2.16) с учетом |
всех т частных погрешностей, среди которых некоторая погрешность' бгимеет малое значение. Если суммарная по
грешность |
брез, вычисленная |
без |
учета |
погрешности бі, |
||
отличается |
от брез |
не более |
чем |
на 5%, |
т. е. брез—брез< |
|
< 0 , 5 6рез или 0,95 |
0рез < брез, |
то 6(. можно считать |
ничтож |
|||
ной погрешностью. Принимая во |
внимание, что |
(брез)2 = |
||||
= брез — Щ> |
можно легко установить критерий ничтожной |
погрешности: б ;-<0,3 брелЭто означает, что если частная погрешность меньше 30% общей погрешности, то этой част ной погрешностью можно пренебречь. В случае нескольких погрешностей критерий ничтожности их совокупности име ет вид:
В практике технических расчетов часто пользуются ме нее строгим критерием — в эти формулы вводят коэффи циент 0,4.
§ 2.6. ПОГРЕШНОСТИ КОСВЕННЫХ ИЗМЕРЕНИЙ
При косвенных измерениях искомая величина А функ ционально связана с одной или несколькими непосредст венно измеряемыми величинами х, у, .... /. Рассмотрим про
78
стейший случай определения ошибки одной переменной, когда A = F ( x ) . Обозначим абсолютную ошибку измерения величины X через ±А х, получим
А + &А = F (х ± Ах).
Разложив правую часть этого равенства в ряд Тейлора и пренебрегая членами разложения, содержащими Ах
в степени выше первой, получим Л-{-Дѵ4: 'F(x): dF (X) Ax dx
dF (je)
или A/4ä;± A x
dx
Относительная ошибка измерения функции определит ся из выражения
АА _ |
Ах |
dF (х) |
|
|
|||
А |
~ |
|
X |
dx |
|
|
|
Если измеряемая величина А является функцией не |
|||||||
скольких переменных A — F (x , у...... /), |
то абсолютная по |
||||||
грешность результата |
косвенных |
измерений [по аналогии |
|||||
с (2.16) и (2.17) ] будет равна- |
|
|
|
|
|||
д л = / ( £ ) ^ + ( f ) V |
+ . . . + ( £ ) V . |
||||||
Частичные относительные погрешности косвенного из |
|||||||
мерения определяются по формулам'; |
|
|
|||||
в , - |
+ |
Ах_ |
dF_ ' |
|
|
||
|
|
|
А |
|
дх ’ |
|
|
Ьу = ± Л £ |
_ dF_ Ит. д. |
|
|||||
|
|
А |
’ |
ду |
|
|
|
Относительная погрешность результата измерений |
|||||||
6 = — = |
т / |
62 + б 2 Н-------}-8? = |
|||||
Д |
У |
X |
1 |
у |
1 |
1 |
і |
Формулы для вычислений абсолютных и относительных погрешностей измерения некоторых, наиболее часто встре чающихся в измерительной технике, функций приведены в табл. 2.3.
79