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

Хамханова - Общая теория измерений. Учебное пособие - 2006

.pdf
Скачиваний:
237
Добавлен:
11.08.2013
Размер:
937.4 Кб
Скачать

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 и2i), 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