
Хамханова - Общая теория измерений. Учебное пособие - 2006
.pdf
Изменение выходной оценки у, вызванное небольшим изменением ∆хi во входной оценке хi, определяется формулой:
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
df |
|
|
|
(83) |
|
|
|
|||||
(∆y) = |
∆xi . |
|
|
||||
|
|
dxi |
|
|
|
||
Если изменение ∆xi образовано стандартной |
|||||||
неопределенностью |
оценки |
xi , |
соответствующее |
||||
изменение в выходной оценке У будет: |
|
||||||
|
df |
u(xi ). |
|
|
|
(84) |
|
|
|
|
|
|
|||
|
dxi |
|
|
|
|
||
Поэтому |
суммарную |
дисперсию uc2 ( y) можно |
рассматривать как сумму членов, каждый из которых представляет оцененную дисперсию, связанную с выходной оценкой у, вызванной изменением входной
оценки хi.
Следовательно, уравнение (72) можно записать следующим образом:
|
uc2 ( y) = ∑{ci u(xi )}2 |
N |
|
||
|
= ∑ui2 ( y), |
(85) |
|||
|
|
df |
|
i=1 |
|
где ci |
= |
; uc ( y) = [ci ] u(xi ). |
|
||
|
|
||||
|
|
dxi |
|
|
Коэффициент чувствительности dfdx , вместо того
чтобы рассчитываться из функции f, иногда определяется экспериментальным путем с помощью измерения изменения в У, вызванного изменением в выбранной входной величине хi, при этом поддерживая остальные входные величины жизненными.
В этом случае определение функции f соответственно сводится к эмпирическому разложению в ряд Тейлора 1-го порядка, основанного на измеренных
161
коэффициентах чувствительности.
Если уравнение (72) для измеряемой величины У расширяется относительно номинальных значений Хi,o, то разложение в ряд Тейлора 1-го порядка будет иметь вид:
У = Уo + с1 б1 + с2 б2 + ... + сN бN , (86) где Уo = f (x1,o , x2,o , …, xn,o ),
Ci = dxdfi , оцененные при xi = xi,o и бi = xi – xi,o.
Таким образом, в целях анализа неопределенности измеряемая величина может аппроксимироваться линейной функцией ее переменных путем преобразования входных величин от хi к бi.
Если У имеет вид У = с • х1p • х2p2 ... хnpn и известно, что степени Рi представляют собой положительные или отрицательные числа, имеющие пренебрежительно малые неопределенности, то суммарную дисперсию (80) можно выразить следующим образом:
[uc (y)/ y]2 |
N |
|
= ∑{Pi u(xi ) / xi }2 ... |
(87) |
|
|
i=1 |
|
Это уравнение имеет такой же вид, что и уравнение (85), только вместо суммарной дисперсии uc2 ( y) определяется относительная суммарная дисперсия {uc (u)/ y}2 , а вместо оцененной дисперсии и2(хi), связанной
с каждой входной оценкой, − оцененная относительная дисперсия {uc (xi )/ xi }2 .
uc (y)/ y принято называть относительной суммарной стандартной неопределенностью, а u(xi )/ x при y ≠ 0 и xi ≠ 0 − относительной стандартной неопределенностью каждой входной оценки.
162
4.4.3.2 Коррелированные входные величины
Если какие-либо входные величины хi коррелированы между собой, то необходимо брать в расчет их корреляцию.
Если входные величины коррелированы, то суммарная дисперсия будет определяться по формуле:
|
|
|
|
N |
N |
|
|
df |
|
|
|
|
|
|
|
|
uc2 (y) = ∑∑ |
df |
|
|
|
u(xi , x j )= |
|
||||||||
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
i=1 |
j=1 dxi |
dx j |
|
|
|
|
||||||
N |
|
|
|
|
|
N |
N |
|
df |
|
|
||||
= ∑ |
df |
u 2 |
(xi )+ 2∑ ∑ |
df |
|
u(xi , x j )... |
(88) |
||||||||
|
|
|
|||||||||||||
i=1 |
dxi |
|
|
|
i=1 j=i+1dxi |
|
dx j |
|
где хi и хj − оценки хi и уj;
u(xi , x j )= u(x j , xi ) − оцененные ковариации, связанные с xi , x j .
Ковариация двух случайных переменных является мерой их взаимной зависимости. Ковариация случайных
переменных у и z определяется по формуле:
соv(у, z) = соv(z, у) = Е{[у - Е(у)] . [z - Е(z)]}
соv(у, z) = соv(z, у) = ∫∫(y −µ y )(z − µz )p( y, z)dydz = ∫∫yzp( y, z)dydz − µy µz
µy и µz − мат. ожидание случайной величины у и z. Степень корреляции между хi и xj характеризуется
оцененным коэффициентом корреляции: |
|
ч(хi , x j ) = u(хi , x j ) / u(хi )u(x j )... |
(89) |
где ч(хi , x j ) = ч(хj , xi ) = u −1 ≤ ч(хj , xi ) ≤1. |
|
Второй член уравнения (88) можно записать в виде:
N N |
|
df |
|
|
|
2∑ ∑ |
df |
|
u(xi ) u(x j ) ч(xi , x j )... |
(90) |
|
|
|
||||
i=1 j=i+1dxi |
|
dx j |
|
Подставив выражение (90) в формулу (88), получим:
163
N |
N |
df |
|
||
uc2 (y) = ∑∑ |
df |
|
u(xi , x j ) = |
||
|
|
||||
i=1 |
j=1 dxi |
dx j |
|||
N |
|
|
|
N |
N |
uc2 ( y) = ∑c12 u 2 (xi )+ 2∑ ∑ci c j u(xi ,)u(x j )ч(xi , x j )... (91) |
|||||
i=1 |
|
|
|
i=1 j=i+1 |
Рассмотрим две случайные величины g и ч и пусть средние арифметические этих величин соответственно равны g и ч . Если эти две величины зависимы между
собой, то ковариация g и |
ч оценивается по формуле: |
|||||
|
1 |
n |
|
|
|
|
s(g,ч) = |
∑(gk − g)(чк −ч)... |
(92) |
||||
|
||||||
|
n(n −1) K =1 |
|
|
|
||
Уравнение (92) рассматривают оценкой ковариации |
||||||
по типу А. |
|
|
|
|
|
|
4.4.4 Определение расширенной неопределенности |
||||||
Расширенную |
неопределенность |
получают |
путем |
|||
умножения суммарной |
стандартной |
неопределенности |
uс(у) на коэффициент охвата к:
u = К uс(у).
Тогда результат измерения будет выражаться как У = у + u.
Это означает, что наилучшей оценкой значения, приписываемого измеряемой величине У, является у и что интервал от у-У до у+У содержит большую часть
распределения |
значений, |
которые c достаточным |
основанием можно приписать У. |
|
|
Термин «доверительный интервал» не используется в |
||
Руководстве, так |
как его можно было бы применять в |
том случае, если бы все составляющие неопределенности, входящие в uс(у) − суммарную неопределенность, были получены из оценивания по типу А. В нем также не применяется термин «доверительный уровень», а вместо него предлагается термин «уровень доверия»; коэффициент охвата − от 2 до 3.
164
ЛИТЕРАТУРА
|
1 |
Брянский Л. Н. Сколько там за окном? (Из исто- |
|
рии температурных шкал) // Законодательная и прикладная |
|
|
метрология. 2000. №2. |
|
|
2 |
Брянский Л. Н. Шкалы измерений. Прошлое и на- |
|
стоящее // Законодательная и прикладная метрология. |
|
|
2000. №5. |
|
|
3 |
Грановский В. А., Сирая Т. Н. Методы обработки |
|
экспериментальных данных при измерениях. Л.: Энерго- |
|
|
атомиздат. Ленингр. отд-ние, 1990. 288 с. |
|
|
4 |
Д. И. Менделеев – основоположник современной |
|
метрологии: Под ред. В.В. Бойцова / ВНИИ метрологии им. |
|
|
Д.И. Менделеева. М.: Изд-во стандартов, 1978. 240 с. |
|
|
5 |
Кузнецов В. А., Ялунина Г. В. Основы метроло- |
|
гии: Учеб. пособие. М.: Изд-во стандартов, 1995. 280 с. |
|
|
6 |
Маркин Н. С. Практикум по метрологии: Учеб. |
|
пособие. М.: Изд-во стандартов, 1994. 188 с. |
|
|
7 |
Сена Л. А. Единицы физических величин и их |
|
размерности. Изд. 2-е, перераб. и доп. М.: Изд-во Наука. |
|
|
Глав. ред. физико-математической литературы, 1977. |
|
|
8 |
Шабалин С. А. Прикладная метрология в вопросах |
|
и ответах. Изд. 2-е, перераб. и доп. М.: Изд-во стандартов, |
|
|
1990. 192 с. |
|
|
9 |
Шишкин И. Ф. Прикладная метрология. Учеб. по- |
|
собие. Изд. 2-е, доп. и испр. М.: Изд-во ВЗПИ, 1990. 117с. |
|
|
10 Шишкин И. Ф. Теоретическая метрология: Учеб. |
|
|
пособие. Л., 1980. |
|
|
11 Шишкин И. Ф.Прикладная метрология: Учеб. по- |
|
|
собие. Л., 1985. |
|
|
12 Шишкин И. Ф. Основы метрологии, стандартиза- |
|
|
ции и контроля качества: Учеб. пособие. М., 1987. |
|
|
13 |
Шишкин И. Ф., Яншин В. Н. Прикладная метроло- |
|
гия: Учеб. для вузов. Изд. 3-е, перераб. и доп. М.: РИЦ |
|
|
«Татьянин день», 1993. 10 с. |
|
165 |
166 |
|
14ГОСТ 8.057-80 ГСИ. Эталоны единиц физических величин.
15ГОСТ 8.061-80 ГСИ. Поверочные схемы. Содержание и построение.
Ключевые слова: измерение, результат измерения, погрешность измерения, объект измерения, измерительная информация, обработка результатов измерения, средства измерения, метод измерения, эталоны
Хамханова Дарима Нимбуевна
ОБЩАЯ ТЕОРИЯ ИЗМЕРЕНИЙ
Учебное пособие
Редактор Т. Н. Чудинова
Подписано в печать 27.02.2006 г. Формат 60×84 1/16. Печать операт., бумага писчая. Усл.п.л. 9,76. Тираж 100 экз. Заказ № 5.
____________________________________________________________
Издательство ВСГТУ 670013 г.Улан-Удэ, ул. Ключевская, 40 в.
167 |
168 |