Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги / Методы электрических измерений

..pdf
Скачиваний:
8
Добавлен:
19.11.2023
Размер:
53.63 Mб
Скачать

kjw — коэффициент деления делителя на N-Ъ отметке шкалы; хп — предел измерений на данной шкале прибора.

Аналогично могут быть проанализированы точностные характеристики и дру­ гих поверочных установок.

Режимы поверки. Статический режим. Под статическим понимают такой режим, при котором скорость перемещения указателя в момент считывания пока­ заний поверяемого прибора равна нулю. Время установления показаний в этом случае молено определить, зная уравнение движения подвижной части прибора. Для большинства приборов уравнение движения в операторной форме можно за­ писать в виде

«оФ = {~wsZ+i r s+ 1)> <и -9)

где а0 ($) — нормированное отклонение указателя прибора; J, Р и W — момент инерции подвижной части, коэффициент успокоения, удельный противодействую­ щий момент.

Тогда, определив реакцию прибора на скачок измеряемой величины Л0(/) = L"1 .0 {s)/s] и задаваясь допускаемой погрешностью установления указателя на заданную отметку шкалы у ~ | (о^ — а с)/ас |, где а с — статическое устано­

вившееся отклонение указателя; а* — отклонение в момент отсчета, получим

 

 

1

 

р <

1;

 

 

t

 

со„Р

 

 

 

 

 

 

- 4 - arctg УРа - 1

 

 

_____1

 

In

1

1

 

 

 

р> 1,

 

 

 

уУр5^П

 

 

 

 

р

J ’

 

 

 

 

 

 

 

 

(11.10)

где р = Р /(2\/J W)— степень успокоения; ш0— У WU — угловая частота соб­

ственных колебаний подвиленой части прибора.

 

 

 

Очевидно, полное время поверки при скачкообразном изменении входного

сигнала будет Т2 =

Nt^, где N — число поверяемых точек на шкале.

 

Следует, однако, заметить, что скачкообразное изменение входного воздей­ ствия при Р < 1 допустимо только при поверке приборов, в которых отсутствует вариация показаний. При Р < 1 входное воздействие при поверке таких прибо­ ров должно изменяться так, чтобы был полностью исключен колебательный харак­ тер движения его подвижной части. В частности, на вход прибора можно подавать сигнал вида х (г) = х0 [1 — ехр (—th)] при т > 2я/со0, обеспечивающий аперио­ дический режим движения его подвиленой части, т. е. практически переходя к ди­ намическому режиму поверки.

Динамический резким. Динамическим называют режим, при котором считы­ вание показаний прибора производится в процессе перемещения указателя вдоль шкалы. Измерение погрешности прибора производится в момент совмеще­ ния указателя с поверяемой отметкой с некоторой погрешностью, появляющейся из-за инерционности подвижной части прибора. При линейно изменяющемся входном сигнале вида х (/) —{xmt/(,„) st (где хт — максимальное значение сиг­ нала; -г- время нарастания сигнала до значения хт) и передаточной характери­ стике прибора, определяемой выражением щ (s), характер двнжеиня подвижной части прибора будет иметь вид

= + ®о + ®о» Р, 0 (11.11)

при любом значении р и ю0 прибора.

Как видно из этого уравнения, указатель прибора следует за изменением сигнала с точностью до погрешности, определяемой двумя последними членами формулы (11.11). Исследования этого соотношения показали, что третий ее член быстро затухает, я значение приведенной погрешности практически определяется соотношением вида

\

Удин - 2р/(/И1шГ)).

( 11. 12)

 

 

271

Поскольку, как это видно из соотношения (11.12), погрешность линейно за» висит от скорости изменения входного сигнала, ее можно исключить, производя поверку при двух отличающихся друг от друга скоростях изменения сигнала,

В самом деле:

'УдНН ~ Тд "Удин I» ^дин Тд ^ДПЦ 2)

(11.13)

где уд — статическая погрешность поверки; уД1Ш1, уД1Ш2 — динамическая по«

грешность при двух разных скоростях изменения входного сигнала. Из выраже­ ния (11.13) получим

Тд =

ГСУдИН Удин

(11.14)

п 1

где п — соотношение скоростей изменения входного сигнала. При п — 2 получим

?д = 2ТдИП- ^ Ин.

(11ЛБ)

Таким образом, погрешность прибора в таком режиме определяется как раз­ ность удвоенного результата поверки с меньшей скоростью и результата поверки с большей скоростью. Время поверки на одном пределе можно определить из формулы

Принципиально возможно создание сигнала специальной формы, при ко­ тором минимизируется погрешность и время поверки прибора [1 ].

Особенности поверки цифровых приборов. Отличительным свойством цифровых приборов, по сравнению с аналоговыми, является наличие у них погрешности квантования Дк. При по­ верке предполагается, что погрешность квантования известна и ее определения не требуется. В то же время погрешность кванто­

вания входит в состав общей погрешности прибора Дш

которая

и должна определяться при поверке. Очевидно, Дп =

Ди -f Дк,

где Ди — инструментальная погрешность прибора.

 

Поэтому методика поверки должна предусматривать возмож­ ность определения погрешности прибора при условиях, когда погрешность квантования максимальна и складывается с инстру­ ментальной погрешностью прибора. Для этой цели измеряемую величину х регулируют до некоторого значения хХ) соответствую­

щего границе

перехода

от

показаний хи к

показанию

хп—Дк,

а затем — до

значения

ха,

соответствующего границе

перехода

от Ха к ха -f- Дк. Максимальная из полученных при этом

погреш­

ностей Дщ — хи xt или

Диз = Хп х2 и

определяет полную

погрешность прибора при показании ха. Такая методика

поверки

состоятельна только тогда, когда отсутствуют случайные состав­ ляющие погрешности прибора или они малы.

Часто инструментальная погрешность состоит из системати­

ческой М 1ДИ] и случайной составляющей Аи. Если последняя значительна, то она приводит к размытию границ перехода от одного показания прибора к другому. В этом случае значение х, при котором происходит переход, определяется^ тогда, когда повторяемость обоих показаний будет одинаковой.

Для определения случайной составляющей Ли следует задаться некоторой вероятностью р появления показаний хп и хп—Д„ и определить соответствующую этой вероятности зону Д.т размы­ тия границы перехода. Тогда оценка среднего квадратического отклонения инструментальной погрешности определится из фор­ мулы

а„ =

| Да' \/[2k (р)],

(11.17)

где k (р) — коэффициент, зависящий от вероятности р и

закона

распределения погрешности

114].

 

Таким образом, методика определения погрешности цифрового прибора зависит от соотношения систематической и случайной составляющих инструментальной погрешности и погрешности квантования. Поэтому можно выделить четыре варианта состав­

ления

методики поверки:

1)

предел допускаемой погрешности существенно (в четыре

и более раз) превышает погрешность квантования, случайная погрешность пренебрежимо мала; в этом случае для поверки сле­

дует

применять метод

калибровки;

2) то же, но случайная погрешность соизмерима с системати­

ческой погрешностью;

 

3)

предел допускаемой погрешности соизмерим с погрешностью

квантования,

случайная

погрешность мала;

4)

предел

допускаемой погрешности соизмерим с погреш­

ностью квантования, случайная погрешность соизмерима с систе­ матической. В последних трех случаях для поверки следует при­

менять метод сличения.

t

В общем случае комплекс

нормируемых и контролируемых

параметров цифровых средств измерений

определяется, исходя

из

их

назначения, конструктивной и функциональной закончен­

ности,

и регламентируется стандартами

и инструкциями {14,

56,

78

и др. ].

 

 

Для

поверки интегральных АЦП и ЦАП цифровых измери­

тельных устройств в настоящее время применяются высокопроиз­ водительные измерительно-вычислительные комплексы ИВК, на­ пример ИВК-М1. Устройство ИВК-Ml состоит из ЭВМ типа СМ-4, высокоточной кодоуправляемой меры напряжения типа Ф7046, универсального цифрового вольтметра типа 1Ц68003, коммутатора и блоков сопряжения. Устройство ИВК-Ml имеет следующие характеристики: диапазон измеряемых напряжений 0...1000 В, погрешность меры напряжения 0,0003 %; диапазон изменения напряжения 10~0...10a В; токов 0,1...1,0 А, сопро­ тивлений 0,1 10 МОм. Программное обеспечение ИВК позво­ ляет определить систематическую и случайную погрешность, не­ линейность преобразования, коэффициент подавления помех общего вида, динамические параметры АЦП и ЦАП.

Поверка процессорных средств измерений. Средства измере­ ний с процессорами по своей организации отличаются от устройств

с жесткими структурой и алгоритмом работы. Можно отметить несколько таких отличий, влияющих на организацию контроля состояния подобных средств измерений:

впроцессорных средствах циркулируют цифровые потоки со словами различной длительности, появление которых стохастично;

втаких средствах измерений имеются многочисленные пути передачи информации;

впроцессорных, средствах для перехода от одного алгоритма работы к другому достаточно изменить программу, заложенную

вПЗУ, а работа этих систем скрыта в алгоритмах программы;

впроцессорных устройствах весьма высока скорость обмена информацией между блоками и обмен двунаправлен;

втаких устройствах осуществляется большое число элемен­ тарных операций, за которыми должна следить контрольная

аппаратура.

Все это заставляет разрабатывать принципиально новые ме­ тоды тестирования таких устройств и создавать специальные отла­ дочные средства [45, 47, 491.

ПРИЛОЖЕНИЕ

Расчет математической методической погрешности и среднего квадратического отклонения методической погрешности при кван­ товании суммы входного воздействия и аддитивной помехи.

Пусть xj и П] соответственно входное воздействие и помеха в /-м измерительном эксперименте. На вход АЦП поступает сумма Xj -+- tij. Уравнение измерений (принятый алгоритм) имеет

вид

*7—[[*/4" Я/]днх["Уо]0.

Поскольку истинное значение Xj определяется уравнением

Xf = М о [тх]0]о,

то методическая погрешность

Амх/ = [[*/ nj\&Kx И*]о] 0 Пл4о [mJolo — Ап*/ 4~ А к*/ >

где

 

 

ll*/lot^xluloi

А«*/ = [[*/ 4- П}]о [Шх]0]о

АКХ/

£[*у 4 '

L^adoJo “

ll*/ 4“ nj]0[ftijslolo*

Первая составляющая равна п} и ее характеристики соответ­ ствуют характеристикам помехи, т. е.

М [ Д М = М in,]; D [ДЗД = О [л,].

Вторая составляющая обусловлена квантованием суммы двух случайных величин: г = х + я. Следовательно, для определения

характеристик АкХ* необходимо установить вид распределения плотности вероятности ю (z). В общем случае распределение плотности вероятности суммы двух случайных величин опре­ деляется следующими соотношениями:

где

х+п<г

Конкретизируем свойства входного воздействия и помехи. Примем

 

При

Х£[0,

Хщах1*

о

при

x ^ [0 ,

Xmaxll

Тогда

О

Соответственно при Ап >• А»*

К*/ I

* ( Д у _)_

АпЛ

^дЯ + * тахДп1акА:^

2 J

«^шах

 

 

при AK*JG [ — Ап2

 

д л

 

ДК*

 

 

 

 

 

 

 

 

п „

д

v *

г Г

Ак*

 

Ак*

\

,

® (д;*;) = При

Д КЯ/ с

2

»

2

/

 

А„ Г

j__L

 

 

 

 

 

«л/

 

 

 

 

-^тах Ап

 

йХщах

 

 

 

 

 

а

* /• Г АыД?

 

Дп *1

 

 

При Днх/

 

 

— J*

 

 

О

 

 

 

 

 

 

 

 

при

*

* _£. Г Ап

— Дк*,

- у - ] •

АКХ/*

ф

[ — 4 р

Здесь Дкх = ■^тах

— интервал

квантования

2?

ность АЦП);

Ак*

»

разряд-

Р “ 1 “

I

Хшах Дп

+ Л«* + — ) ^

 

Дя

 

 

 

 

2

К*

 

 

 

 

Ап

 

 

 

 

 

2

гг

 

 

 

 

 

+ 2Х— ) ^9-

 

- . 1

(-

Хшах Ап

 

^л шах/

 

 

V

 

 

 

При Ап < Двя

 

2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

v

;

 

 

 

 

^шах Ап + Хш«4п ( А«Х + 'Г ')

 

 

 

при

д „ х ; е [ - - ^ . _ д„х,

 

ш (АКХ|‘) =

 

Ак*

 

 

 

 

при

Дкх ; е [ —

А ! ] ;

 

 

О

 

 

 

 

при AH*J ф £— т~ — К х,

,

V

2

 

' ' ~

1 ~

Art

J

r ~ r s r ( y + 'T - + *4*)dy.

 

 

 

 

 

 

'

 

 

 

An

 

ДН*

 

 

 

 

" 2

 

 

Систематически!

методическая

погрешность

 

 

М [AMxJ] «

Af [titfX + M IK xJl

Поскольку

Д1 [A ”A/]

= О,

 

 

 

 

 

 

 

+ An

 

м [ д э д =

J

дл *о (д ь ; ) йд»г;.

 

 

 

 

 

 

- 4 ? . - V

При

Ал •< Дкл:

 

 

 

 

 

 

 

 

__jV ,

 

 

^

[АМХ/] =

 

j

 

^ шах Дд“ (# + -~2~+ Дн*) dy

 

 

 

Ап

 

к "

 

и при Ап > Анх

~ 2

 

лк*

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ЛК*

 

 

М [А**?] -

 

 

 

 

 

 

 

Апj

 

Х а х А я ^ " * - 2 + Д к * )Ж /Н -

 

 

------лк*

 

 

 

 

Ап

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

 

 

 

 

+ I

( ‘

■Хтах Дя

f X ) d y -

 

 

Д„х

 

 

 

 

Среднее квадратическое отклонение методической погреш­ ности определяется о помощью следующего соотношения:

 

Dm [л»*;] =

т [ д э д +

о [д; * ; ] + 2м [А;*; Аг*/']],я,

где

АпХ/ и АкХ/ — центрированные значения составляющих

методической погрешности А“х] и А*х].

В

соответствии

о видом

распределения ®(А%х*) = ш («/)

имеем

 

 

в [л ;*;] = 4 г -

ш (A s* ;/A ;* ;) =

если А“х} > Y

Здесь

f t = 1 -

1

при

Хтхх

Рг Аих при

0 при

.

п.

Г

dy - и

J

X max

V

 

2

 

А ; * ; ? [ - д „ * - Лу,

A S*;? [

f

, Щ ,

AS*; е [ ~ Д В* -

П„ - ^ i - ] ,

V

й - 1 -

(

J 9 .

 

J

А шах

Следует иметь в виду, что условное распределение плотности

вероятности со (А кХ /М л*/)

получено в предположении,

что

1

при

Д К б [ —

- Э Д;

 

Дкж

 

о) (д к*;) =

при

AS*; [ —

 

О

 

Это допущение правомерно при Ап < Яти» что всегда имеет место на практике.

В результате

м [As*; AS* ; I =

 

 

~h

s S

 

 

 

 

 

AKX

~ &KX~nJ

 

 

Таким

образом,

определены

все составляющие, входящие

в соотношение для Dl/2 [Аих/ ].

 

 

Именно,

 

при Ал •< Акх

 

 

 

 

 

 

 

V

 

 

о ,,! [дм*;] =

* .

+

[

________Ц -(Д К -Л 1[Д „“дгП)2х

 

 

 

12

 

j

-^шах Дл

 

 

 

 

 

 

Ап

 

 

 

 

 

 

----Г ~АК*

 

 

 

X (ДМ + - ^ + Д„х) ЛА“кх, + ^

+

 

 

 

V

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

 

 

 

+

\

S

4 ^

- ^ ^ ; +

 

 

 

 

V

 

 

 

 

 

 

2

“ Г

 

 

 

 

 

Дя

 

Дк*

 

 

 

 

 

JSV ~ AKx~snj

 

 

1/2

+

 

 

 

 

и при Ал >

Анх

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

V

^тах Дл (д“*; - м[д;х;])2х

д ,/2 EAMX; J =

12

+

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Ап

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

 

X ( а кХ/

 

-f- Анх^ dA“*/ -j---^2~ +

Дл

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

 

 

 

 

+ 1

(

^шдхАп +

2 Х тю )

(АМ ~ ^ [АкХ/*])2 dA*X*i +

А«х

 

 

 

 

 

 

 

Соседние файлы в папке книги