Всегда остаются неисключенные систематические погрешности (НСП), определяемые с некоторой погрешностью. Обычно НСП при повторных измерениях с применением других приборов (аналогичного типа) изменяются, но остаются в заданных границах. Поэтому подобные НСП принято рассматривать как случайные с равномерным симметричным законом распределения плотности вероятности и определять каждую границами ±qi. Причем в качестве границы qi принимают, например, пределы допускаемых основных и дополнительных погрешностей используемых средств измерений.
Общую границу q = q(Рд) нескольких НСП вычисляют по формуле
где т — число неисключенных систематических погрешностей измерений, k — коэффициент, зависящий от т, принятой доверительной вероятности Рд и соотношения между составляющими qi. Данная вероятность Рд должна быть равна той, которая была принята при расчете доверительной границы случайной погрешности результата измерения. На практике чаще всего задают доверительную вероятность Рд = 0,95 и реже Рд = 0,9.
Выбор коэффициента k может выполняться в соответствии с т и графиками, где l=q1/q2 — отношение границ; q1 — максимальная граница; q2— граница, ближайшая к q1.
Рд | m | k |
0,95 | ¾ | 1,1 |
0,99 | > 4 | 1,4 |
£ 4 | по графику k(l)|m на рис. 2.9 |
Границы погрешности результата измерения.В общем случае на погрешность результата измерения с многократными наблюдениями влияют случайные погрешности и НСП. Методика оценки:
1. Пусть q — граница НСП, — оценка СКО результата измерения, a — доверительная граница случайной погрешности результата измерения. Причем оценки q и e выполнены при одинаковой доверительной вероятности.
2. Если , то НСП пренебрегают, считая их несущественными по сравнению со случайными погрешностями, и полагают, что граница погрешности результата измерения .
3. При , пренебрегают случайной погрешностью по сравнению с НСП и полагают, что граница погрешности результата измерения D = q.
4. В случаях, когда , границу погрешности результата измерения вычисляют по формуле D =|q| + e, где q — общая граница НСП, — доверительная граница случайной погрешности.
краткая Методика обработки результатов
многократных измерений
Предполагается, что наблюдения выполняются одним экспериментатором в одинаковых условиях, одним и тем же прибором.
1. Проводят N единичных измерений Y’1...Y’N.
2. Исключают известные систематические погрешности из результатов и получают исправленные значения Y1...YN.
3. Находят среднеарифметическое и принимают его за результат измерений (Ycp).
4. Вычисляют оценку среднеквадратического отклонения результатов:
а) определяют s* (точность метода при единичном измерении);
б) находят относительное значение среднеквадратической погрешности ( точность метода при единичном измерении).
5. Вычисляют оценку среднеквадратического отклонения результатов измерений (это погрешность результата после обработки многократных измерений).
6. Проверяют гипотезу о том, что распределение результатов наблюдений нормальное (например, построением гистограммы).
7. Вычисляют доверительные границы случайной погрешности:
а) задаются доверительной вероятностью, учитывая объем выборки N;
б) вычисляют доверительные границы для данного закона распределения.
3. Правила суммирования погрешностей
Погрешности сложных измерительных приборов зависят от погрешностей отдельных узлов (блоков), также как и погрешности ряда систем и комплексов зависят от погрешности отдельных РИП, преобразователей, мер.
1. Систематические погрешности, если они известны или достаточно точно определены, суммируют алгебраически (т.е. с учетом собственных знаков).
Когда виды погрешностей не определены, их учитывают как случайные (рандомизинируют).
2. Случайные погрешности (среднеквадратические оценки) суммируют с учетом их взаимных корреляционных связей. Например, для двух погрешностей:
, где r Î(-1;+1) - коэффициент корреляции. На практике обычно принимают r = 0;-1;+1. При r = 0 суммирование геометрическое. При r = ±1 суммирование алгебраическое: så = s1 ± s2.
Некоррелированные погрешности (вызванные независимыми причинами) всегда суммируются геометрически: .
Чем больше n, тем ближе итоговое распределение к нормальному.
При оценке влияния частных погрешностей на результат используют критерий ничтожной погрешности, в соответствии с которой, если вклад от составляющей i-й погрешности приводит к изменению суммарной не более, чем на 5%, то погрешность признается ничтожной.
Принимая во внимание, что d2å = (då k)2 + d2i , критерий ничтожности имеет вид: di £ 0.3då. Иногда рассматривают совокупность ничтожных погрешностей:
При округлении окончательного результата могут быть опущены: одна малая составляющая, если она в 5 раз меньше наибольшей из суммируемых составляющих, две составляющие, если они в 7 раз меньше, и четыре, если они в 8 раз меньше наибольшей. Но делать такое заключение можно только после суммирования коррелированных составляющих и приведенных числовых значений погрешности к одному виду.
4. Погрешности косвенных измерений
Особенность косвенных измерений состоит в том, что величина А, значение которой надо измерить, является известной функцией ƒ ряда других величин — аргументов х1, х2, …, хm. Данные аргументы подвергаются прямым измерениям, а величина А вычисляется по формуле
A = ƒ(х1, х2, …, хm).
Таким образом, при косвенных измерениях искомое значение находится на основании известной функциональной зависимости по результатам прямых измерений. Определение погрешности базируется на двух теоремах:
Теорема 1:
Если функциональная зависимость линейная:
Y =C0 + C1X1 + C2X2 + ... + CgXg,
где C0, C1, ...,Cg - постоянные коэффициенты; X1, X2, ..., Xg - измеряемые прямым путём аргументы; тогда абсолютные систематические погрешности суммируются с теми же коэффициентами: DYсистå = C1DX1 + C2DX2 +,...,+ CдDXд, а среднеквадратическая погрешность находится по формуле:
,
где DXi - абсолютные систематические погрешности измерения Xi;
si - среднеквадратические погрешности измерения Xi.
Теорема 2:
Если функциональная зависимость представляет собой нелинейную дифференцируемую функцию Y = f (X1,X2,...,Xg), тогда абсолютные систематическая и случайная погрешности определяются по формулам:
.
Если погрешности коррелировы, тогда:
,
где Kij - корреляционный момент: Kij =rij sisj.
Величину r - выбирают равной 1 при наличии корреляции или 0, если её нет.
Необходимо отметить, что при косвенных измерениях ошибки вычислений должны быть на порядок меньше погрешностей непосредственных измерений аргументов, в противном случае надо учитывать погрешности вычислений как независимые составляющие.
Доверительные границы случайной погрешности и неисключенных систематических погрешностей. При косвенных измерениях, как и при многократных наблюдениях прямых измерений, оценка результата измерения является случайной величиной и отличается от истинного значения. Поэтому практический интерес имеет оценка доверительного интервала , в котором находится Аи с заданной доверительной вероятностью Рд, где ± Dг — доверительные границы случайной погрешности результата косвенного измерения.
При условии распределения плотности вероятности погрешностей результатов измерения всех аргументов функции по нормальному закону граница Dг вычисляется по формуле:
где t(Рд, п) - коэффициент Стьюдента, соответствующий доверительной вероятности Рд; — оценка среднеквадратического отклонения случайной погрешности косвенного измерения.
Граница q неисключенных систематических погрешностей результата косвенного измерения вычисляется без учета знака по формуле
здесь qi — заданные границы результатов измерений неисключенных систематических погрешностей аргументов; k — поправочный коэффициент, значения которого вычисляются с учетом задаваемой доверительной вероятности Рд для оценки значения q, а также числа т составляющих qi.
Границы погрешности результата косвенного измерения. Суммарные границы ±D погрешности результата косвенного измерения вычисляют с учетом границы НСП q и доверительной границы e случайной погрешности в зависимости от отношения , где — оценка среднеквадратического отклонения случайной погрешности косвенного измерения. Порядок такого учета аналогичен соответствующему учету для однократных прямых измерений, где коэффициент К зависит от задаваемой доверительной вероятности (Рд = 0,95 или Рд = 0,99) и отношения .