герб

ГОСТы

флаг

РМГ 43-2001 Государственная система обеспечения единства измерений. Применение "Руководства по выражению неопределенности измерений"

РМГ 43-2001

РЕКОМЕНДАЦИИ ПО МЕЖГОСУДАРСТВЕННОЙ СТАНДАРТИЗАЦИИ

Государственная система обеспечения единства
измерений

ПРИМЕНЕНИЕ «РУКОВОДСТВА
ПО ВЫРАЖЕНИЮ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ
ИЗМЕРЕНИЙ»

МЕЖГОСУДАРСТВЕННЫЙ СОВЕТ ,
ПО СТАНДАРТИЗАЦИИ, МЕТРОЛОГИИ И СЕРТИФИКАЦИИ

Минск

Предисловие

1 РАЗРАБОТАНЫ Всероссийским научно-исследовательским институтом метрологии им. Д.И . Менделеева ( ВНИ ИМ им. Д.И . Менделеева) Госстандарта России

ВНЕСЕНЫ Госстандартом России

2 ПРИНЯТЫ Межгосударственным советом по стандартизации, метрологии и сертификации (протокол № 20 от 2 ноября 2001 г.)

За принятие проголосовали:

Наименование государства

Наименование национального органа по стандартизации

Азербайджанская Республика

Азгосстанд арт

Республика Армения

Армгосстандарт

Республика Беларусь

Госстандарт Республики Беларусь

Грузия

Грузстандарт

Республика Казахстан

Госстандарт Республики Казахстан

Кыргызская Республика

Кы ргы зстандарт

Республика Молдова

Молд овастандарт

Российская Федерация

Госстандарт России

Республика Таджикистан

Тад жи кстандарт

Туркменистан

Глав госслу жба « Ту ркм енстанд артлары»

Республика Узбекистан

Узгосстандарт

Украина

Госстандарт Украины

3 Постановлением Государственного комитета Российской Федерации по стандартизации и метрологии от 26 марта 2003 г. № 96- ст рекомендации по метрологии РМГ 43-2001 введены в действие непосредственно в качестве Рекомендаций по метрологии Российской Федерации с 1 июля 2003 г.

4 ВВЕДЕНЫ ВПЕРВЫЕ

СОДЕРЖАНИЕ

1 Область применения . 2

2 Нормативные ссылки . 3

3 Определения и обозначения . 3

4 Рекомендации по применению Руководства . 4

5 Соответствие между формами представления результатов измерений, используемыми в НД ГСИ по метрологии, и формой, используемой в Руководстве . 7

Приложение А. Сравнительный анализ двух подходов к выражению характеристик точности измерений . 9

Приложение Б. Пример оценивания характеристик погрешности и вычисления неопределенности измерений. Измерения силы электрического тока с помощью вольтметра и токового шунта . 12

Приложение В. Пример оценивания характеристик погрешности и вычисления неопределенности измерений. Измерения длины штриховой меры .. 16

Приложение Г. Значения коэффициента tp ( v ) для случайной величины, имеющей распределение Стьюдента с v степенями свободы .. 20

Приложение Д. Библиография . 21

Введение

В 1993 г. под эгидой Международного комитета мер и весов (МКМВ), Международной электротехнической комиссии (МЭ К), Международной организации по стандартизации ( ИСО), Международной организации по законодательной метрологии (МОЗМ), Международного союза по чистой и прикладной физике, Международного союза по чистой и прикладной химии и Международной федерации клинической химии разработано «Руководство по выражению неопределенности измерения» (далее - Руководство).

Целями Руководства являются:

- обеспечение полной информации о том, как составлять отчеты о неопределенностях измерений;

- предоставление основы для международного сопоставления результатов измерений;

- предоставление универсального метода для выражения и оценивания неопределенности измерений, применимого ко всем видам измерений и всем типам данных, которые используются при измерениях.

Су щ ествуют два подхода к оцениванию параметров (характеристик) точности измерений. Один подход основан на понятиях и терминах, используемых в Руководстве, другой - на понятиях и терминах, применяемых в основополагающих нормативных документах (НД) в области метрологии, используемых в национальных системах обеспечения единства измерений государств - участников Соглашения «О проведении согласованной политики в области стандартизации, метрологии и сертификации» (далее - Соглашение).

Задачами настоящих рекомендаций являются:

- изложение основных положений Руководства и рекомендаций по их практическому применению;

- сравнительный анализ двух подходов к описанию точности измерений;

- показ соответствия между формами представления результатов измерений, используемыми в основополагающих НД в области метрологии, и формой, используемой в Руководстве.

РЕКОМЕНДАЦИИ ПО МЕЖГОСУДАРСТВЕННОЙ СТАНДАРТИ ЗА ЦИИ

Государстве н ная система обеспечения единства измерений

ПРИМЕНЕНИЕ «РУКОВОДСТВА ПО ВЫРАЖЕНИЮ
НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ ИЗМЕРЕНИЙ»

Дата введения 2003-07-01

1 Область применения

Настоящие рекомендации распространяются на методы оценивания точности результатов измерений, содержат практические рекомендации по применению Руководства [ 1] и п оказывают соответствие между формами представления результатов измерений, принятыми в основополагающих нормативных документах (НД) по метрологии, применяемых в странах - участниках Соглашения, и формой, принятой в Руководстве.

2 Нормативные ссылки

В настоящих рекомендациях использованы ссылки на следующие стандарты и рекомендации:

ГОСТ 8.207-76 Государственная система обеспечения единства измерений. Прямые измерения с многократными наблюдениями. Методы обработки результатов наблюдений. Основные положения

ГОСТ 8.381-80 Государственная система обеспечения единства измерений. Эталоны. Способы выражения погрешностей

РМГ 29-99 Государственная система обеспечения единства измерений. Метрология. Основные термины и определения

3 Определения и обозначения

3.1 В настоящих рекомендациях использованы следующие основные термины, определенные в Руководстве:

неопределенность (измерений): Параметр, связанный с результатом измерений и характеризующий рассеяние значений, которые могли бы быть обоснованно приписаны измеряемой величине;

стандартная неопределенность (и): Неопределенность результата измерений, выраженная в виде среднего кв ад рати ческого отклонения (СКО) ;

суммарная стандартная неопределенность (и с ): Стандартная неопределенность результата измерений, полученного через значения других величин, равная положительному квадратному корню суммы членов, причем члены являются дисперсиями или ковариациям и этих других величин, взвешенными в соответствии с тем, как результат измерений изменяется при изменении этих величин;

расширенная неопределенность ( U ) : Величина, определяющая интервал вокруг результата измерений, в пределах которого, как можно ожидать, находится большая часть распределения значений, которые с достаточным основанием могли бы быть приписаны измеряемой величине.

3 .2 В настоящих рекомендациях использованы следующ ие обозначения:

xi - оценка i -й входной величины;

xij - i -й результат измерения i- й входной величины;

 - среднее арифметическое значение i -й входной величины;

y - оценка измеряемой величины;

u - стандартная неопределенность;

u A - стандартная неопределенность, оцененная по типу А;

u B - стандартная неопределенность, оцененная по типу В;

u (x i ) - стандартная неопределенность оценки i -й входной величины;

ui - стандартная неопределенность единичного измерения i -й входной величины;

r ( xi , xj ) - коэффициент корреляции оценок i -й и j - й входных величин;

uc - суммарная стандартная неопределенность;

k - коэффициент охвата;

tp ( v ) - квантиль распределения Стьюдента для доверительной вероятности (уровня доверия) р и числа степеней свободы v ;

vi - число степеней свободы при вычислении неопределенности оценки i -й входной величины;

veff - эффективное число степеней свободы, принятое в Руководстве;

 - оценка эффективного числа степеней свободы;

U - расширенная неопределенность;

Up - расширенная неопределенность для уровня доверия р ;

S - СКО случайной погрешности результата измерений;

S ( x i ) - СКО единичного измерения при многократных измерениях i -й входной величины;

 - СКО среднего арифметического значения при многократных измерениях i -й входной в еличины;

S Σ - СКО суммы случайных и неисключенных систематических погрешностей;

K - коэффициент при суммировании систематической и случайной составляющих суммарной погрешности, принятый в Н Д ГСИ по метрологии*;

* Здесь и далее обобщенная ссылка «НД ГСИ по метрологии» означает группу нормативных д окументов по разделу 2 и нормативные документы по при ложению Д - [ 2] и [ 3].

f эф - оценка эффективного числа степеней свободы, принятая в НД ГСИ по метрологии;

p - доверительные границы суммарной погрешности результата измерений для доверительной вероятности p ;

zp - квантиль нормального распределения для доверительной вероятности p ;

θ i - границы i -й составляющ ей неисключенной систематической погрешности;

θ ( p ) - доверительные границы систематической погрешности измерения для доверительной вероятности р ;

bi - - нижняя граница отклонения измеряемой величины от результата измерений;

bi + - верхняя граница отклонения измеряемой величины от результата измерений;

bi - симметричные границы отклонения измеряемой величины от результата измерений.

4 Рекомендации по применению Руководства

4.1 Основным количественным выражением неопределенности измерений является стандартная неопределенность и .

4 .2 Основным количественным выражением неопределенности измерений, при котором результат определяют через значения других величин, является суммарная стандартная неопределенность u c .

4 .3 В тех случаях, когда это необходимо, вычисляют расширенную неопределенность U по формуле

U = k·uc ,                                                                          ( 1 )

где k - коэффи ц иент охвата (числовой коэффиц иент, используемый как множитель при суммарной стандартной неопределенности для получения расширенной неопределенности).

4 .4 В Руководстве измеряемую величину Y определяют как

Y = f ( X 1 , …, Xm) ,                                                                  ( 2 )

где X 1 , … , X т - входные величины (непосредственно измеряемые или другие величины, влияющие на результат измерения);

т - число этих величин;

f - вид функциональной зависимости.

4 .5 Оценку измеряемой величины y вычисляют как функцию оценок входных величин x 1 , …, x m после внесения поправок на все известные источники неопределенности, имеющие систематический характер

y = f (x 1 , … , xm) .                                                                 ( 3 )

4 .6 Затем вычисляют стандартные неопределенности входных величин и ( xi ) ( i = 1 , … , m ) и возможные коэффициенты корреляции r ( xi , х j ) оценок i -й и j -й входных величин ( j = 1, …, m ) .

4 .7 Различают два типа вычисления стандартной неопределенности:

вычисление по типу А - путем статистического анализа результатов многократных измерений;

вычисление по типу В - с использованием других способов.

4 .8 Вычисление стандартной неопределенности и

4 .8 .1 Вычисление стандартной неопределенности по типу А - u A

4 .8 .1 .1 Исходными данными для вычисления u A являются результаты многократных измерений: xi 1 , …, xini (где i = 1 , …, m ; ni - число измерений i -й входной величины).

4 .8 .1 .2 Стандартную неопределенность единичного измерения i-й входной величины u A , i вычисляют по формуле

                                                ( 4 )

где  - среднее арифметическое результатов измерений i -й входной величины.

4 .8 .1 .3 Стандартную неопределенность u A (х i ) измерений i -й входной величины, при которых результат определяют как среднее арифметическое, вычисляют по формуле

                                     ( 5 )

4 .8 .2 Вычисление стандартной неопределенности по типу В - u B

4 .8 .2.1 В качестве исходных данных для вычисления u B используют:

- данные предшествовавших измерений величин, входящих в уравнение измерения; сведения о виде распределения вероятностей;

- данные, основанные на опыте исследователя или общих знаниях о поведении и свойствах соответствующих приборов и материалов;

- неопределенности констант и справочных данных;

- данные поверки, калибровки, сведения изготовителя о приборе и т.п.

4 .8 .2 .2 Неопределенности этих данных обычно представляют в виде границ отклонения значения величины от ее оценки. Наиболее распространенный способ формализации неполного знания о значении величины заключается в постулировании равномерного закона распределения возможных значений этой величины в указанных (нижней и верхней) границах [( bi - , bi + ) для i -й входной величины]. При этом стандартную неопределенность, вычисля емую по типу В - u B ( xi ) , определяют по формуле

                                                            ( 6 )

а для симметричных границ (± bi ) - по формуле

                                                               ( 7 )

4 .8 .2 .3 В случае других законов распределения формулы для вычисления неопределенности по типу В будут иными.

4 .8 .3 Для вычисления коэффициента корреляции r ( xi , xj ) используют согласованные пары измерений ( xil , xjl ) (где l = 1 , …, п ij ; nij - число согласованных пар результатов измерений)

                                            ( 8 )

4 .9 Вычисление суммарной стандартной неопределенности uc

4 .9.1 В случае некоррелированных оценок x 1 , …, xm суммарную стандартную неопределенность uc ( y ) вычисляют по формуле

                                                (9 )

4 .9 .2 В случае коррелированных оценок x 1 , …, xm суммарную стандартную неопределенность вычисляют по формуле

                       (10)

где r ( xi , xj ) - коэффициент корреляции;

u ( xi ) - стандартная неопределенность i -й входной величины, вычисленная по типу А или В.

4 .10 Выбор коэффициента охвата k при вычислении расширенной неопределенности

4 .10.1 В общем случае коэффициент охвата k выбирают в соответствии с формулой

k = tp (veff) ,                                                             ( 11 )

где tp ( veff ) - квантиль распределения С ть юдента с эффективным числом степеней свободы veff и доверительной вероятностью (уровнем доверия) р . Значения коэффициента tp ( veff ) приведены в приложении Г.

4 .10 .2 Эффективное число степеней свободы определяют по формуле

                                                     (1 2 )

где vi - число степеней свободы при определении оценки i -й входной величины, при этом:

vi = ni - 1 - для вычисления неопределенностей по типу А;

vi = ∞ - для вычисления неопределенностей по типу В.

4 .10 .3 Во многих практических случаях при вычислении неопределенностей результатов измерений делают предположение о нормальности закона распределения возможных значений измеряемой величины и полагают:

k = 2 при р ≈ 0 ,95 и k = 3 при р ≈ 0 ,99 .

При предположении о равномерности закона распределения полагают:

k = 1 ,65 при р ≈ 0 ,95 и k = 1 ,71 при р ≈ 0 ,99 .

4.11 При представлении результатов измерений Руководство рекомендует приводить достаточное количество информации для возможности проанализировать или повторить весь процесс получения результата измерений и вычисления неопределенностей измерений, а именно:

- алгоритм получения результата измерений;

- алгоритм расчета всех поправок и их неопределенностей;

- неопределенности всех используемых данных и способы их получения;

- алгоритмы вычисления суммарной и расширенной неопределенностей (включая значение коэффициента k ) .

5 Соответствие между формами представления результатов измерений, используемыми в НД ГСИ по метрологии, и формой, используемой в Руководстве

5.1 При проведении совместных работ с зарубежными странами в работах, проводимых под эгидой М КМВ и его Консультативных комитетов, при подготовке публикаций в зарубежной печати, при публикациях работ по определению физических констант и в других случаях, связанных с выполнением международных метрологических работ, целесообразно руководствоваться нижеприведенными схемами.

5.1.1 При вычислении неопределенности измерений следует придерживаться последовательности, показанной на рисунке 1.

Рисунок 1

5 .2 Сопоставление способов оценивания доверительных границ погрешности ∆р и вычисления расширенной неопределенности Up измерений приведено в таблице 1.

Т аблица 1

НД ГСИ по метрологии

p = tp ( f эф ) S ,

p = θ (p )

где    здесь k = 1 ,1 при p = 0 ,95

и k = 1 ,4 при p = 0 ,99 и m > 4

Руководство

причем vi = ni - 1 - для вычисления неопределенностей по типу А;

vi = ∞ - для вычисления неопределенностей по типу В

Для большинства практических случаев в предположении:

- нормального закона распределения U0 ,95 = 2 uc , U0 ,99 = 3 uc ;

- равномерного закона распределения U0 ,95 = 1,65 uc , U0 ,99 = 1,71 uc

5 .3 При сопоставлении оценок характеристик погрешности и неопределенностей результатов измерений рекомендуется использовать следующ ую схему (с учетом пояснений А.5 и А.6 приложения А):

СКО, характеризующее случайную погрешность

Стандартная неопределенность, вычисленная по типу А

СКО, характеризующее неисключенную систематическую погрешность

Стандартная неопределенность, вычисленная по типу В

СКО, характеризующее суммарную погрешность

Суммарная стандартная неопределенность

Доверител ь ные границы погрешности

Расширенная неопределенность

5 .4 Если отсутствует достаточная информация для вычисления неопределенности u в соответстви и с Руководством (раздел 4 настоящей рекомендации), то ее оценка  может быть получена на основании оценок характеристик погрешности по приведенным ниже схемам. Схемы 1 и 2 соответствуют двум различным способам представления результатов измерений, принятым в НД ГСИ по метрологии. Необходимо отметить, что оценки неопределенностей, полученные таким образом, в ряде случаев не совпадают со значениями неопределенностей, полученными в соответствии с Руководством (см. приложение В ).

Схема 1

Схема 2

Оценить неопределенности u A и u B по отдельности, зная только ∆ p невозможно.

ПРИЛОЖЕНИЕ А

(справочное)

Сравнительный анализ двух подходов к выражению характеристик точности измерений

А. 1 Целью измерений является получение оценки истинного значения измеряемой величины. Понятие погрешности измерений как разности между результатом измерений и истинным (действительным) значением измеряемой величины используется для описания точности измерений в Н Д ГСИ по метрологии. Говоря об оценивании погрешности, в метрологической практике государств - участников Соглашения подразумевают оценивание ее характеристик.

А. 2 В Руководстве для выражения точности измерений вводят понятие неопределенности измерений. Неопределенность измерений понимают как неполное знание значения измеряемой величины и для количественного выражения этой неполноты вводят распределение вероятностей возможных (обоснованно приписанных) значений измеряемой величины. Таким образом, параметр этого распределения (также называемый - неопределенность) количественно характеризует точность результата измерений.

А .3 Сходными для обоих подходов являются последовательности действий при оценивании характеристик погрешности и вычислении неопределенности измерений:

- анализ уравнения измерений;

- выявление всех источников погрешности (неопределенности) измерений и их количественное оценивание;

- введение поправок на систематические погрешности (эффекты), которые можно исключить.

А. 4 Методы вычисления неопределенности, так же как и методы оценивания характеристик погрешности, заимствованы из математической статистики, однако при этом используются различные интерпретации закона распределения вероятностей случайных ве личин. Кроме изложенных в Руководстве и НД ГСИ по метрологии методов вычисления неопре деле нности и оценивания характе ристик погре шности на практике используют и другие методы.

Возможные различия между оценками характеристик погрешности (в соответствии с НД ГСИ по метрологии) и неопределенностями (в соответствии с Руководством) показаны в примерах, приведе н ных в приложениях Б и В.

Различие двух подходов проявляется также в трактовке неопределенности и характеристик погрешности, основанной на разных интерпретациях вероятности: частотной и субъективной. В частности, доверительные границы погрешности (откладываемые от результата измерений) накрывают истинное значение измеряемой величины с заданной доверительной вероятностью (частотная интерпретация вероятности). В то же время аналогичный интервал ( y - Up , y + Up ) трактуется в Руководстве как интервал, с одержащий заданную долю распределения значений, которые могли бы быть обоснованно приписаны измеряемой величине (субъективная интерпретация вероятности).

А.5 В общем случае не существует однозначного соответствия между случайными погрешно стями и неопределенностями, вычисленными по типу А (а также неисключенными систематическими погрешностями и неопределенностями, вычисленными по типу В). Деление на систематические и случайные погрешности обусловлено природой их возникновения и проявления в ходе измер ительного эксперимента, а деление на неопределенности, вычисляемые по типу А и по типу В, - методами их расчета.

А. 6 Результаты сравнительного анализа процедур оценивания характеристик погрешности и вычисления неопределенности измерений приведены в таблицах А.1 и А.2.

Таблица А.1 - Процедура оценивания характеристик погрешности результата измерений

Погрешность

ξ = y - y ист ó * y = y ист + ξ

Модель погрешности

ξ - случайная величина с плотностью распределения вероятностей p ( x ; E , σ2, …),

где Е - математическое ожидание, σ2 - дисперсия

Характ еристики погрешности

S - С КО

θ - границы неисключенной систематической погрешности

p - доверительные границы

Исходные данные для оценивания характеристик погрешности

1 Модель объекта исследования.

2 Экспериментальные данные xiq , где q = 1 , …, ni; i = 1 , …, т .

3 Информация о законах распределения.

4 Сведения об источниках погрешностей, их природе и характеристиках составляющих [ S( xi), θ i], структурная модель погрешности.

5 Стандартные справочные данные и друг ие справочные материалы

Методы оценивания характеристик:

1 случайных погрешностей

 

2 неисключенных систематических погрешностей

где k = 1 ,1 при p = 0 ,95 и k = 1 ,4 при р = 0 ,99 и т > 4

3 суммарной погрешности

Форма представления характеристик погрешности

θ ( р ), S , п , f эф

p

И н терпретация полученных результатов

И н тервал (- ∆ p , + ∆ p ) с вероятностью р содержит погреш н ость измерен ий, что равносильно тому, что интервал ( y - ∆ p , y + ∆ p ) с вероятностью p содержит истинное значение измеряемой величины.

Таблица А. 2 - Процедура вычисления неопределенности измерений

Модель неопределенности (представление знания о значении изме р яемой величины)

η - случайная величина с плотностью распределения вероятностей р (х ; у, u 2 , …), где y - математическое ожидание , u - дисперсия

Неопределенность (количественная мера)

Стандартная u

Суммарная

Расширенная Up = k · uc

Исходные данные для вычисления неопределенности

1 Модель объекта исследования.

2 Экспериментальные данные xiq , где q = 1 , …, ni ; i = 1 , …, m .

3 Информация о законах распределения.

4 Сведения об источниках неопределенности и информация о значениях неопределенности.

5 Стандартные справочные данные и другие справочные материалы

Методы вычисления неопределенности:

1 по типу А

 

2 по типу В

3 расширенной неопределенности

где  

U0 ,95 = 2 uc , U0 ,99 = 3 uc - для нормального закона;

U0 ,95 = 1,65 uc , U0 ,99 = 1,71 uc - для равномерного закона

Представление неопределенности

uc , Up , k , ui , vi

Интерпретация полученных результатов

Интервал ( y - Up , y + Up ) содержит большую долю ( p ) распределения значений, которые могли бы быть обоснованно приписаны измеряемой величине.

ПРИЛОЖЕНИЕ Б

(справочное)

Пример оценивания характеристик погрешности и вычисления неопределенности измерений.
Измерения силы электрического тока с помощью вольтметра и токового шунта

Б .1 Уравнение измерений

I = f ( V , R ) = V / R ,                                                          (Б.1 )

где I - сила тока;

V - напр я жение;

R - сопротивление шунта.

Б .2 Нахождение результата измерений

Б. 2.1 В результате измерений напряжения при температуре t = ( 23 ,00 ± 0 ,05 ) °С получают ряд значений Vi в милливольтах (где i = 1 , …, n ; n = 10 ):

100,68 ; 100 ,83 ; 100 ,79 ; 100 ,64 ; 100 ,63 ; 100 ,94 ; 100 ,60 ; 100 ,68 ; 100 ,76 ; 100 ,65 .

Б .2.2 На основе полученных значений вычисляют среднее арифметическое значение напряжения , мВ, по формуле

                                                            (Б. 2 )

Б .2.3 Значение сопротивления шунта R 0 , Ом, установлено при его калибровке для I = 10 А и t = 23 ,00 °С и равно:

R 0 = 0 ,010088 .

Б. 2 .4 Результат измерений силы тока I , А, получают по формуле

                                                         (Б. 3 )

Б.3 Анализ источников погрешности результата измерений

Б .3 .1 СКО, характеризующее случайную составляющую погрешности при измерениях напряжения , мВ, вычисляют по формуле

                                        (Б. 4 )

* Здесь и далее знак тильды над буквой, обозначающей характеристику погрешности (неопределенности), означает, что данная характеристика приведена в относительном виде.

Б.3 .2 Границы неисключенной систематической погрешности вольтметра в милливольтах определены при его калибровке в виде следующего выражения**:

** В выражениях для границ погрешностей при равных значениях отклонений от нуля знак ± здесь и далее опущен.

θ V = 3·10-4· V + 0,02 .                                                           (Б.5 )

Тогда при  получают

θ V = 5,0·10-2 м В,

Б. 3.3 Границы неисключенной систематической погрешности значения сопротивления шунта, определенные при его калибровке, равны

Тогда при R = R 0 получают

θ R = 7 ·10-4· R 0 =7,1·10-6 Ом.                                             (Б. 6 )

Б .3 .4 Границ ы неисключенной систематической составляющей погрешности значения сопротивления шунта, обусловленной погрешностью измерений температуры, находят из формулы, определяющ ей зависимость сопротивления от температуры

R = R 0 ·[1 + α·(t - t0 )],                                                      ( Б .7 )

где R 0 - значение сопротивления при t = t 0 ( t 0 = 23 ,00 °С; R 0 = 0 ,010088 Ом);

α - т емпературный коэффициент ( α = 6·10-6 К-1).

В случае, когда границы погрешности измерения температуры равны ∆ t , границы соответствующей составляющей по г решности значения сопротивления равны

θ R , t = α ·∆ t · R ,                                                             (Б .8 )

Таким образом, при ∆ t = 0 ,05 °С получают:

θ R , t = 3,0·10-9О м,

В дальнейшем эту составляющую погрешности (ввиду ее малости по сравнению с другими составляющими) можно не учитывать.

Б.4 Вычисление характеристик погрешности результата измерений

Б .4.1 Делают предположение о равномерном распределении неисключенных систематических составляющ их погрешности результата измерений внутри их границ θ V и θ R . Тогда СКО суммарной неисключенной систематической составляющей погрешности результата измерений силы тока S θ , А, определяют по формуле

                                           (Б.9)

где  - коэффициенты влияния.

Таким образом, получают

Б. 4 .2 Доверительные границы суммарной неисключенной систематической составляющей погрешности результата измерений силы тока θ ( p ) при доверительной вероятности p = 0 ,95 оценивают по формуле

                          (Б. 10 )

Б.4.3 СКО случайной составляющей погрешности результата измерений силы тока S определяют по формуле

                                            ( Б.11)

Б .4 .4 СКО суммарной погрешности результата измерений силы тока S Σ вычисляют по формуле

                                        ( Б.12)

Б .4 .5 Доверительные границы погрешности результата измерений силы тока ∆0 ,95 при p = 0 ,95 и эффективном числе степеней свободы f эф = n - 1 = 9 вычисляют по формуле

                            (Б. 13 )

Б .5 Вычисление неопределенности измерений

Б .5.1 По типу А вычисляют стандартную неопределенность, обусловленную источниками неопределенности, имеющими случайный характер.

Б .5.1 .1 Стандартную неопределен ность напряжения, обусловленную источниками неопределенности, имеющими случайный характер, u A ( V ) определяют по формуле

                                                ( Б . 1 4 )

u A (V) = 3,4·10-2 мВ,

Б .5.1.2 Стандартную неопределенность силы тока, обусловленную источниками неопределенности, имеющими случайный характер, u A определяют по формуле

                                      (Б.15)

Б .5.2 По типу В вычисляют стандартные неопределенности, обусловленные источниками неопределенности, имеющими систематический характер. Распределение значений величин внутри границ считают равномерным.

Б. 5.2.1 Границы систематического смещения при измерениях напряжения, определенные при калибровке вольтметра, равны 3·10-4· V + 0 ,02 . Тогда соответствующую стандартную неопределенность u B , V вычисляют по формуле

                        (Б.16)

Б .5.2 .2 Границы, внутри которых лежит значение сопротивления шунта, определены при калибровке шунта и равны 7 ·10 -4 R . Тогда при R = R 0 соответствующую стандартную неопределенность u B , R вычисляют по формуле

                                         (Б. 17 )

Б. 5 .2 .3 Границы изменения значения сопротивления шунта, обусловленного изменением температуры, равны α ·∆ t · R 0 . Соответствующую стандартную неопределенность u B , t получают в соответствии с формулой

                                         (Б. 18 )

В дальнейшем этой составляю щ ей неопределенности (ввиду ее малости по сравнению с другими составляющими) можно пренебречь.

Б. 5.2.4 Суммарную стандартную неопределенность u B , вычисленную по типу В, определяют по формуле

                         (Б. 19 )

Б .5.3 Суммарную стандартную неопределенность uc вычисляют по формуле

                                           (Б.20)

Б .5 .4 Эффективн ое число степеней свободы v eff рассчитывают по формуле

                         (Б.21)

Б .5.5 Коэффициент охвата k получают по формуле

k = t0 ,95 (veff ) = 1,99 .                                                  (Б.22)

Б. 5.6 Расширенную неопределенность U 0,95 определяют следующим образом

U 0,95 = k · uc = 0 ,012 А,                                                 (Б.23)

Б. 6 Переход от характеристик погрешности к неопределенности измерений

Б. 6 .1 Используя оценки характеристик погрешности, полученные в Б.3 и Б.4 настоящего приложения, можно продемонстрировать получение оценок неопределенностей в соответствии с 5.4 настоящих рекомендаций.

Схема 1

В данном примере неопределенности измерений, вычисленные в Б.5 настоящего приложения в соответствии с Руководством, совпадают с их оц е нками, полученными по схеме 1.

Схема 2

В данном примере разност ь неопределенностей измерений, вычисленных в Б.3 настоящего приложения в соответст вии с Руководством, и их оценок, полученных по схеме 2, меньше погрешности округления при вычислениях.

ПРИЛОЖЕНИЕ В

(справочное)

Пример оценивания характеристик погрешности и вычисления неопределенности измерений. Измерения длины штриховой меры

Измерение длины штриховой меры проводят на государственном первичном эталоне единицы длины интерференционным методом.

В.1 Уравнение измерений

                                         (В.1)

где L - длина штриховой меры;

A - число импульсов;

λ - длина волны излучения ( λ = 0 ,6329913982 мкм);

n в - показатель преломления воздуха ( n в = 1 ,000275236 );

α - коэффициент линейного расширения ( α = 1,15·10-5 К-1);

L 0 - опорно е значение длины штриховой меры ( L 0 = 1 ,000 м);

t - температура штриховой меры ( t = 20,125 °С);

lS - поправка на размер коллиматорной щели (∆ lS = 0 ,031 мкм).

В.2 Нахождение результата измерений

В.2.1 В результате измерений числа импульсов и внесения поправок на известные систематические погрешности в соответствии с уравнением измерения ( В.1) получают ряд значений длины штриховой меры Li в метрах (где i = 1 , …, n ; n = 10 ):

1 ,000001356 ; 1 ,000001584 ; 1 ,000001383 ; 1 ,000001469 ; 1 ,000001491 ; 1 ,000001466 ; 1 ,000001575 ; 1 ,000001397 ; 1 ,000001405 ; 1 ,000001334 .

В .2 .2 Оценку значения длины штриховой меры  как среднее арифметическое значений Li определяют по формуле

                                                (В. 2 )

В.3 Анализ источников погрешности результата измерений

В.3 .1 СКО случайной составляющей погрешности S , м, определяют по формуле*

                                              ( В .3)

S = 0 ,025 мкм .

* Для более компактной записи значения характеристик погрешности (неопределенности) далее будут выражены в микрометрах (мкм).

В.3.2 Границы неисключенных систематических погрешностей:

- определения показателя преломления воздуха θв = 2 ,0 ·10-8;

- значения длины волны θ λ = 6,2·10-9 мкм;

- определения температуры меры θ t = 0 ,003 °С;

- определения поправки на размер коллиматорной щели θ l = 0 ,002 мкм.

Составляющие погрешности результата измерений, обусловленные погрешностями значений L 0 и α, пренебрежимо малы.

В.4 Вычисление характеристик погрешности результата измерений

В .4.1 В предположении о равномерном распределении неисключенных систематических составляющих суммарной погрешности внутри границ θв , θ λ , θ t и θ l СКО неисключенной систематической составляющей погрешности результата измерений S θ вычисляют по формуле

               (В.4)

где        - коэффициенты влияния.

Таким образом, получают:

                (В.5)

Для упрощен и я расчетов можно принять:  1 м, n в = 1 ,00 , λ = 0 ,633 мкм.

Тогда получают:

S θ = 0 ,024 мкм.

В.4 .2 Доверительные границы неисключенной систематической погрешности результата измерений при p = 0 ,99 и числе неисключенных составляющих систематической погрешности m = 4 ( k = 1 ,23 по [ 3]) - θ (0 ,99 ) вычисляют по формуле

            (В.6)

Рассчитывая коэффи ц иенты влияния по В.4.1, получают

θ (0 ,99 ) = 0 ,051 мкм.

В.4.3 С К О суммарной погрешности S Σ , мкм, определяют по формуле

                                                    (В.7)

В. 4 .4 Доверительные границы суммарной погреш ности ∆0,99 при p = 0 ,99 и f э ф = n - 1 = 9 вычисляют по формуле

                    (В. 8 )

В .5 Вычисление неопределенности измерений

В .5 .1 По типу А вычисляют стандартную неопределенность u A , обусловленную источниками неопределенности, имеющими случайный характер при измерении длины штриховой меры, по формуле

                                         (В.9)

В .5 .2 По типу В вычисляют стандартные неопределенности, обусловленные источниками неопределенности, имеющими систематический характер. Закон распределения величин внутри границ считают равномерным.

В .5 .2.1 Границы, внутри которых лежит значение показателя преломления воздуха, равны θв = 2 ,0 ·10-8. Стандартную неопределенность, обусловленную неточным знанием данного параметра, u B определяют как

                                                    (В.10)

В.5 .2 .2 Границы, внутри которых лежит значение длины волны излучения, равны θ λ = 6 ,2·10 -9 мкм. Тогда соответствующую стандартную неопределенность u B , λ вычисляют по формуле

                                                (В. 11 )

В.5 .2.3 Границы, внутри которых лежит значение температуры штриховой меры, равны θ t = 0 ,003 °С. Стандартную неопредел енность , обусловленную неточным знанием температуры, u B , t вычисляют по формуле

                                                     (В.12)

В.5 .2 .4 Границы, внутри которых лежит значение поправки на размер колл иматорной щели, равны θ l = 0 ,002 мкм. Тогда соответствующую стандартную неопределенность u B , l получают по формуле

                                                 (В.13)

В .5.2.5 Суммарную стандартную неопределенность, вычисленную по типу В, - uB определяют по формуле

                          (В.14)

Расчет коэффициентов влияния - по В.4.1 :

u B ≈ 0 ,024 мкм.

В.5.3 Суммарную стандартную неопределенность ис вычисляют по формуле

                                              (В. 15 )

В.5.4 Эффективное число степеней свободы v eff определяют по формуле

              (В. 16 )

8.5.5 Коэффициент охвата k определяют следующим образом

k = t0 ,99 (veff ) = 2 ,73 .                                                  (В. 17 )

В.5.6 Расширенную неопределенность U 0 ,99 определяют как

U 0 ,99 = k ·uc = 0 ,096 мкм .                                                     (В. 18 )

В .6 Переход от характеристик погрешности к неопределенности измерений

В .6.1 Используя оценки характеристик погрешности, полученные в В.4 настоящего приложения, можно продемонстрировать получение оценок неопределенностей в соответствии с 5.4 настоящих рекомендаций.

Схема 1

В данном примере неопределенности измерений, вычисленные по В.5 настоящего приложения в соответствии с Руководством, совпадают с их оценками, полученными по схеме 1.

Схема 2

Относительные разности неопределенностей измерений, вычисленных по В.5 настоящего приложения в соответствии с Руководством, и их оценок, полученных по схеме 2 (когда отсутствует достаточная информация для их оценки в соответствии с Руководством), в данном примере равны:

ПРИЛОЖЕНИЕ Г

(справочное)

Значения коэффициента tp ( v ) для случайной величины, имеющей распределение Стьюдента с v степенями свободы

v

tp (v)

v

tp (v)

p = 0,95

p = 0,99

p = 0,95

p = 0,99

3

3 ,182

5 ,841

16

2 ,120

2 ,921

4

2,776

4 ,604

18

2 ,101

2 ,878

5

2 ,571

4 ,032

20

2 ,086

2 ,845

6

2 ,447

3 ,707

22

2 ,074

2 ,819

7

2 ,365

3 ,499

24

2 ,064

2 ,797

8

2 ,306

3 ,355

26

2 ,056

2 ,779

9

2,262

3 ,250

28

2 ,048

2 ,763

10

2 ,228

3 ,169

30

2 ,042

2 ,750

12

2 ,179

3 ,055

1 ,960

2 ,576

14

2 ,145

2 ,977

ПРИЛОЖЕНИЕ Д

(справочное)

Библиография

[1 ] Руководство по выражению не определенности измерения. Перевод с английского под редакцией В.А. Слаева. - ВНИИМ. - С-Пб, 1999 *

* Подлинник документа - Gu ide to the Express ion of Uncerta inty in Measurement : F irst ed it ion . - ISO , Sw itzerland , 1993 находится во В Н ИИКИ Госстандарта России .

[2 ] МИ 1317-86 Государственная система обеспечения единства измерений. Результаты и характеристики погрешности измерений. Формы и способы представления. Способы использования при испытаниях образц ов продукции и контроле их параметров

[3 ] МИ 2083-90 Государственная система обеспечения единства измерений. Измерения косвенные. Определение результатов измерений и оценивание их погрешностей

Ключевые слова: измерение, результат измерения, стандартное отклонение, неопределенность, стандартная неопределенность, суммарная стандартная неопределенность, расширенная неопределенность, погрешность случайная и систематическая

Еще документы скачать бесплатно

Интересное

Гост 7 32 2001 Гост р 12 2 143 2009 Должностные инструкции в строительстве Допуски и посадки таблица Извещение об изменении Инструкция и 1 13 07 Лестничные марши гост Нормы выдачи сиз Обозначение Приборов кип Пособие по проектированию железобетонных конструкций Проточка Размеры болтов Размеры транспортерных лент для желобчатых Конвейеров Снип 2 01 01 82 Снип проектирование жилых зданий