Единое окно доступа к образовательным ресурсам

Экспериментальные методы исследований. Погрешности и неопределенности измерений: Учебное пособие

Голосов: 9

В настоящем пособии изложен современный подход к оцениванию неопределенностей измерений, а также основные элементы документа "Руководство по выражению неопределенности измерений", разработанного ведущими международными метрологическими организациями. Этот документ приобрел статус неформального международного стандарта. Существует некоторое противоречие между заложенными в нем принципами и системой отечественных стандартов, касающихся погрешностей результатов измерений. В пособии изложены, также основные положения отечественного нормативного документа, устанавливающего соответствие между двумя формами представления результатов измерений и их сравнительный анализ. Приведены примеры расчета неопределенностей измерений. Для подготовки дипломированных специалистов по направлению 140000 - "Энергетика, энергетическое машиностроение и электроника", специальность 140402 - "Теплофизика", и бакалавров по направлению 140400 - "Техническая физика".

Приведенный ниже текст получен путем автоматического извлечения из оригинального PDF-документа и предназначен для предварительного просмотра.
Изображения (картинки, формулы, графики) отсутствуют.
    следующих эффектов может привести к неизвестной погрешности в результате
измерения:
      а) небольшие расхождения между показаниями микрометра, когда он
      неоднократно применяется для той же самой реализованной величины;
      b) несовершенная калибровка микрометра;
      с) несовершенное измерение температуры и приложенного давления;
      d) неполное знание о влиянии температуры, атмосферного давления и
      влажности на образец или микрометр, или на то, и другое.

D.5. Неопределенность
D.5.1. оскольку точные значения составляющих погрешности результата
измерения неизвестны и непознаваемы, то неопределенности, связанные со
случайными и систематическими эффектами, которые приводят к погрешности,
могут быть оценены. Но, даже если оцененные неопределенности
незначительны, нет еще никакой гарантии, что погрешность результата
измерения будет незначительной, так как при определении поправки или в
оценке неполноты знания систематический эффект может не учитываться,
поскольку он не распознается. Таким образом, неопределенность результата
измерения не обязательно является указанием на правдоподобность того, что
результат измерения близок к значению измеряемой величины; это просто
оценка правдоподобия близости к наилучшему значению, которое
соответствует имеющимся сейчас знаниям.

D.5.2. Неопределенность измерения, следовательно, выражает тот факт, что для
данной измеряемой величины и для данного результата ее измерения нет
единственного значения, а есть бесконечное число значений, рассеянных
вокруг результата, который согласуется со всеми наблюдениями и данными, а
также со знанием физического мира и который с различной степенью
уверенности может быть приписан измеряемой величине.

D.5.3. К счастью, в большинстве практических измерительных ситуаций
многое из обсуждавшегося в данном Приложении не применяется. Примерами
могут служить случаи, когда измеряемая величина достаточно хорошо
определена; когда эталоны или приборы калибруются с помощью хорошо
изученных эталонов сравнения, которые согласованы с национальными
эталонами; и когда неопределенности калибровочных поправок незначительны
по сравнению с неопределенностями, обусловленными случайными влияниями
приборов или ограниченным числом наблюдений (см. Е.4.3). Тем не менее,
неполное знание влияющих величин и их эффектов часто вносит значительный
вклад в неопределенность результата измерения.




                                                                          70


D.6. Графическое представление
D.6.1. Рисунок D.1 иллюстрирует некоторые идеи, обсуждавшиеся в разделе 3
Руководства и в этом Приложении. Из этого рисунка ясно, почему основное
внимание в Руководстве сконцентрировано на неопределенности, а не на
погрешности. Точное значение         погрешности результата измерения, как
правило, неизвестно и непознаваемом . Все, что можно сделать – это оценить
значения входных величин, включая поправки на известные систематические
эффекты вместе , с их стандартными неопределенностями (оцененными
стандартными      отклонениями),      обусловленными     как  неизвестными
распределениями вероятностей, выборки для которых получают путем
повторных наблюдений, так и субъективными или                   априорными
распределениями, основанными на всей имеющейся информации, а затем
рассчитать результат измерения по оцененным значениям входных величин и
суммарную стандартную неопределенность этого результата – по стандартным
неопределенностям этих оцененных значений. Только в случае, если есть
твердая уверенность в том,, что все эти операции были выполнены правильно и
все значимые статистические эффекты были учтены, можно предложить, что
результат измерения является надежной оценкой измеряемой величины и что
его суммарная стандартная неопределенность является надежной мерой ее
возможной погрешности.
       Примечания. 1. На рис. D.1а наблюдения для большей наглядности
       представлены в виде гистограммы (см. 4.4.3 и Рис. 1b).
       2. Поправка на погрешность равна оценке погрешности, взятой с
       обратным знаком. Таким образом, на рис. D.1 и D.2 стрелка,
       иллюстрирующая поправку на погрешность, равна по длине, но
       направлена в противоположном направлении по отношению к стрелке,
       которая должна была бы иллюстрировать саму погрешность, и наоборот.
       В текстовых пояснениях к рисунку указывается – иллюстрирует ли
       данная стрелка поправку или погрешность.

D.6.2. На рис.D.2 те же самые понятия, графически изображенные на рис. D.1,
представлены в несколько ином виде. Более того, на рис. D.2
проиллюстрировано, что может быть много значений измеряемой величины,
если определение измеряемой величины является неполным (подпункт g
рисунка). Неопределенность, обусловленная этой неполнотой определения,
выраженная как дисперсия, оценивается на основании результатов измерений,
полученных при множественных реализациях измеряемой величины с
использованием одного и того же метода, приборов и и.д. (см. D.3.4).
       Примечание. В столбце, обозначенном «Дисперсия», под дисперсиями
       понимаются дисперсии ui2 ( y ), определенные уравнением (11) в п.5.1.3;
       следовательно, они суммируются линейно, как показано на рисунке.



                                                                            71


Концепция, основанная на наблюдаемых величинах




 Рис. D.1. Графическая иллюстрация значения, погрешности
                    и неопределенности



                                                           72


Величина                 Значение                  Дисперсия
                         (без масштаба)            (без масштаба)




           Рис. D.2. Графическая иллюстрация значений,
                     погрешности и неопределенности




                                                                    73


ГЛАВА 2. ПРИМЕНЕНИЕ «РУКОВОДСТВА ПО ВЫРАЖЕНИЮ
        НЕОПРЕДЕЛЕННОСТЕЙ ИЗМЕРЕНИЙ»

1. Рекомендации по применению Руководства

1.1. Основным количественным выражением неопределенности измерений
является стандартная неопределенность (u).
1.2. Основным количественным выражением неопределенности измерений,
при котором результат определяют через значения других величин, является
суммарная стандартная неопределенность (uc).
1.3. В тех случаях, когда это необходимо, вычисляют расширенную
неопределенность (U) по формуле

                U = k · uc,                               (2.1)

где k – коэффициент охвата (числовой коэффициент, используемый как
множитель суммарной стандартной неопределенности для получения
расширенной неопределенности).
1.4. В Руководстве измеряемую величину Y определяют как

               Y = f (X1,…, Xm),                           (2.2)

где X1,…, Xm – входные величины (непосредственно измеряемые или другие
величины, влияющие на результат измерения); m - число этих величин; f –
вид функциональной зависимости.
1.5. Оценку измеряемой величины y вычисляют, как функцию оценок
входных величин x1,…, xm после внесения поправок на все известные
источники неопределенности, имеющие систематический характер

                y= f (x1,…, xm).                           (2.3)

1.6. Затем вычисляют стандартные неопределенности величин u(xi) (i =
1,…,m)
и возможные коэффициенты корреляции r(xi, xj) оценок i-ой и j-ой входных
величин (j = 1,…,m).
1.7. Различают два типа вычисления стандартной неопределенности:
       - вычисление по типу А – путем статистического анализа результатов
многократных измерений;
       - вычисление по типу В – с использованием других способов.
1.8. Вычисление стандартной неопределенности u.
1.8.1. Вычисление стандартной неопределенности (uA) по типу А.
1.8.1.1. Исходными данными для вычисления являются результаты
многократных измерений: xi1 ,...,xini (i = 1,…,m), где ni – число измерений i-ой
входной величины.

                                                                             74


1.8.1.2. Стандартную неопределенность единичного измерения i-ой входной
величины вычисляют по формуле

                                                              1 ni
                                                                  ∑ ( xiq − xi ) ,
                                                                                2
                                                  u A,i   =
                                                            ni − 1 q =1
(2.4)

          1 ni
где xi =      ∑ xiq - среднее арифметическое результатов измерений i-ой
          ni q=1
входной величины.
1.8.1.3. Стандартную неопределенность измерений i-ой входной величины,
при которых результат определяют как среднее арифметическое, вычисляют
по формуле

                                                                  (             )
                                                    1        ni      2
                                 u A ( xi ) =                ∑ x −x .
                                              ni ( ni − 1 ) q=1 iq i
(2.5)

1.8.2. Вычисление стандартной неопределенности (uB) по типу В.
1.8.2.1. Исходными данными для вычисления является следующая
информация:
       - 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 др.
1.8.2.2. 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-ой
входной величины). При этом стандартную неопределенность, вычисляемую
по типу В, определяют по формуле

                                                                        bi + − bi −
                                                          uB ( xi ) =               ,
                                                                           2 3
(2.6)




                                                                                    75


а для симметричных границ (±bi)
                                                                                       bi
                                                                       uB ( xi ) =        .
                                                                                        3
(2.7)

1.8.2.3. В случае других законов распределения формулы для вычисления
неопределенности по типу В будут иными.
1.8.3. Для вычисления коэффициента корреляции используют согласованные
пары измерений (хil, xjl) (l = 1,…,nij, где nij – число согласованных пар
результатов измерений)
                                                            nij
                                                             (        )(
                                                             ∑ x − xi x jl − x j
                                                            l =1 il
                                                                                   )
                                          r( xi ,x j ) =                                       .
                                                         nij         n
                                                                           (           )
                                                                    2 ij
                                                         (        )
                                                                                           2
                                                          ∑ x − xi ∑ x jl − x j
                                                         l =1 il     l =1
(2.8)

1.9. Вычисление суммарной стандартной неопределенности (uc).
1.9.1. В случае некоррелированных оценок x1,…,xm суммарную стандартную
неопределенность вычисляют по формуле

                                                                               2
                                                                   m ⎛ дf ⎞ 2
                                                        uC ( y ) = ∑ ⎜
                                                         2
                                                                          ⎟ u xi .
                                                                     ⎜ дx ⎟
                                                                  i=1⎝ i ⎠
                                                                                     ( )
(2.9)

1.9.2. В случае коррелированных оценок x1,…,xm суммарную стандартную
неопределенность вычисляют по формуле

                                2
                          m ⎛ дf ⎞ 2
                                                                           ( )
                                            m m дf дf ⎛
               uC ( y ) = ∑ ⎜
                2

                         i=1⎜ дxi ⎟
                                    ( )
                                  ⎟ u xi + ∑ ∑            r ⎜ x ,x ⎞ u x u ⎛ x ⎞ ,
                                                    дx дx ⎝ i j ⎠
                                                                   ⎟    i ⎜ j⎟
                                                                           ⎝ ⎠
                            ⎝     ⎠       i = 1i = 1 i j
(2.10)

где r(xi,xj) - коэффициент корреляции; u(xi) – стандартная неопределенность
i-ой входной величины, вычисленная по типу А или по типу В.
1.10. Выбор коэффициента охвата k при вычислении расширенной
неопределенности.
1.10.1. В общем случае коэффициент охвата выбирают в соответствии с
формулой



                                                                                           76


              k = tp (νeff),                                 (2.11)

где tp (νeff) - квантиль распределения Стьюдента с эффективным числом
степеней свободы νeff и доверительной вероятностью (уровнем доверия) p.
Значения коэффициента tp (νeff) приведены в приложении Г.

1.10.2. Число степеней свободы определяют по формуле

                                                                        4
                                                                       uC
                                               ν         =                        ,
                                                   eff
                                                              ∑
                                                                  4

                                                                     ⎜
                                                                      ( )
                                                              m u xi ⎛ дf ⎞
                                                                          ⎟
                                                                              4



                                                             i=1 νi ⎜ дxi ⎟
                                                                     ⎝    ⎠
(2.12)

где νi – число степеней свободы при определении i-ой входной величины; νi =
ni– 1 для вычисления неопределенностей по типу А; νi = ∞ для вычисления
неопределенностей по типу В.
1.10.3. Во многих практических случаях при вычислении неопределенностей
измерений делают предположение о нормальности закона распределения
возможных значений измеряемой величины и полагают
k = 2 при p ≈ 0,95 и k = 3 при p ≈ 0,99.
При предположении о равномерности закона распределения полагают
 k = 1,65 при p ≈ 0,95 и k = 1,71 при p ≈ 0,99.
1.11. 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).




                                                                              77


  2. Соответствие между формами представления результатов
     измерений, используемыми в отечественных нормативных
     документах по метрологии, и формой, используемой в Руководстве

2.1. При проведении совместных работ с зарубежными странами, в работах,
проводимых под эгидой Международного комитета по мерам и весам 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.
2.2. При вычислении неопределенности измерений следует придерживаться
последовательности, показанной на рис. 2.1.

                                Запись уравнения измерений
                                      Y = f (X1,…,Xm)



                                    Вычисление оценок
                                         x1,…,xm



                            Определение результата измерений
                                     y = f (x1,…,xm)



             Вычисление стандартной неопределенности и числа степеней свободы
                              i-ой входной величины: u(xi) и νi



                          Вычисление коэффициентов корреляции
                                         r(xi,xj)



                 Вычисление суммарной стандартной неопределенности
                                  измерений uc(y)



                      Вычисление расширенной неопределенности
                                    измерений U




Рис. 2.1. Последовательность действий при вычислении неопределенности
            измерений



                                                                                78


2.3. Сопоставление способов оценивания доверительных границ
погрешности и вычисления расширенной неопределенности измерений
приведено в табл.2.1.
   Таблица 2.1. Сопоставление способов оценивания доверительных границ
   погрешности и расширенной неопределенности измерений




                                                                    79



    
Яндекс цитирования Яндекс.Метрика