---

ложрдаер®* жледаавоад в оояза^ельвоа аржожеша З_в ?

rt £»

.'"'3*2*5» Оіщйь значимость различия меад оценкаш МО. - Xf _й жйэрочвде-. деедерсти однородна^ по критерии?

-ЗЕЭЕ&.^: wo степеней свобода_? соответственно равное

/: W <®Вда®>Ое.®'«^Л'

■ ГОСТ ІІДЖ.'-74 да д^сэоронней доверительной ве^

• рйшдос'Ж ■ ■ . "J =^?$$ ^ж числа степеней, свобода, fi, где (Л'';. .'..■■

3<,2.Л^ -Жви жбфотшае доаерсии неодаородж «о оценка значк- жї-зти разздаж шад- оценками МОЇ ™ Xj и іфоизводег- оя до крытеркэх

^•'./'/сЛ.г' /?' адл^:г?_г, 922ШМ-9Ч

Ai? ^z

(ІЗ)

"

где

Приведенные значения . t - критерия, НЫЧВС- . ЛЯЮТОЯ ЦО следующей формуле. :.•

Zt'⁴^ /с*)²

Wff⁼ ' ⁽¹⁴⁾

[.где / критерия, определяемые ПО ИД-

і " ■ Ф РОСТ П. 004-74 для двусторонней доверитель-

I ной вероятности '3' - 0,90 и числа степе­

ней свободы fi (■ fi, ). ^:

Величина вариации определяется как > '

МI уГ- yfl; ~ (is)

ч элементы bi. образуют одномерный массив B(i). >•-.

аст 32-^28-so сто». її

и ■ ' ' 5

В. этом случае массивы -У(0„ и Y(і) объединяются > один массив

и начисляются оценки Ю и СКО.

і 3.3. Определение случайных составляющих основной погрешности ПП

■’ 3.3.1. Определить оценки СКО в каждой L -ой фиксированной точке градуировочной характеристики и по полученным значениям сформировать массив S(i) :

при наличии вариации по формуле

Si

(Х6)

п

(Г?)

ри отсутствиивариации новсему массиву значений

3<В.З. Лдя групнн однородных значений ОКО определить обойденное значение

Зл?

-

(IS>

дне

порядковій номер группы значений СКО, удовлет­воряющих условию однородности;

-количество значений СКО, входящих в U-y© группу «Bodow равное

. ■ С»)

верхнюю доверительную границу СКО по формуле

л ■ s?-z»Si, ' : <ад.

где “ коэффициент, определяемый при доверительной

вероятности - 0,95и числе степеней свободы к -ни ГОСТ П.061=73т :.

^: і верхнюю доверительную границу, для обобщенного значения СКО но

■"{. формуле. ■

J.

■ j $оДі£~■$ofiu * (2Г)

' . J'. ■■

;[ 3.3.5. Определить оценки СКО вариации в каждой с -ой точке -

і (в том случае, если отсутствуют данные о виде распределения j случайной величины принимается, что она распределена рав-

■ І номерно в интервале Ь; ) по. следующей формуле:

■' пг ■■<■■■■>■'-

І при этом элементы образуют массив SatipG-) *

: L 3.3.6. Определить СКО в і -ой точке ",

'ІЗ""'".. $_г;=|/й * St* /'Г'. (23)

5 где - элементы массива Sr (а) ; ^:

I $; - оценка СКО в І. -ой фиксированной точке

j градуировочной характеристики или значение

[' дня тех точек, для которых оно определялось

■. f в п.3.3.3. ■

I .■ ~ ' ¹3.3.7. Определить верхнюю доверительную границу для Sr,;

sl^Zg Sw (24)

» ■ • *

где Zg - коэффициент, определявший при доверительной вероят­ности fa » 0,95 и числе степеней свобода f;

по ГОСТ 11,004 7fcr^ •' * ■-

Элементы $еі образуют массив 5_г(и.

3.3.3. Определить верхнюю гранзцу случайной составдающейіцо- греаностжпр® наличии вариации оедуадзмобразом -

а &

' (25)

тде К< - коэффициент^ определяемый в зависимости от вида закона распределения для заданного значения веро­ятности Р « 0,95.

Если вариация не учитывается или отсутствует, то До; опреде- дается формулой : ■ ^J'

■■■■"■ : a- S

.Лы.^К5с , (26)

ИЛИ

Хі«к4«. ⁽²⁷⁾-

когда значения ОКО объединены в U - ую группу.

При трапецеидальном законе распределения (равнобочная трапеция) верхняя граница случайной составляющей погрешности определяется на основании следующей формули ‘

"■< . ⁺ь, <28) ;

где а и b определяются из следующих систем (справочное

приложение 4):

За² 4- За.б Ь.« О

j Н^ + бгЛ^аЬ^Ь-бгга^Гв*)²’ ⁽²⁹⁾

где ■ Si верхняя граница Ж), определяемая для ^: і -ой

точки до формуле (20). ' ^;-

При биноминальном законе Верхняя дс верительная граница случай- ; ной составляющей погрешности принимается равной половине размаха

Дб‘^Я'^^г(У*’’^вг~ l/imwi), < (ЗО)

' '■ ../■.■■С'-

По результатам вычислений сформировать масс ив Д₀( О

Примечания: ^:

1. Для массивов измерительной информации, соответствующих і-ой фиксированной точке градуировочной характеристики и состоящих из четырех и менее значений, принимается биноминальный закон распредо- ления. Б этом случае оценка грубых промахов и погрешностей не про­изводится.

2. Для массивов измерительной информации, соответствующих 1-ой ' фиксированной точке градуировочной характеристики и состоящих из ц пяти и более значений, а также при отсутствии достоверных сведений о характере распределения принимается нормальний закон распреде-

3*4.1. Градуировочная характеристика ПП может быть представлена полиномами первой, второй и третьей степени.

Применение аолнаоаов более жсских степеней допускается при на­личии соответотиуавдх рекомендаций в технической документации на данный ти ПП.

: . В результате обработки по/настоящему алгоритму в качестве ана ­литической форка представления градуировочной характеристики наби­рается поляне® степени Г , дж которого величина максимальной, систематической составшйдей погрешности в с-ой точке является минимальной, или полином наименьшей степени, при аппрок­симации которым величина систематической составляющей погрешности не превышает .15% от одндаемой ешшчйны основной погрешности.

Исходными данными дан вычисления коэффициентов аяпроксимирую- щего Еолжома являются:

‘:... ;ОДНОМерШЙ массив.. ЖВхС “ Х(!) I .

;■ ■■ ■.■■ :.дрц. отсутствии вариации: массив Ж) ИШЗнхС в фиксированных точ- ках градуировочной харадтершстикв-УСЦ;

'■■ при наличии вариации: массив МО ИПЕыхС в фиксированной точке фрадтировочяой характержоки, » «емеятов Уг=Ш*У'

щих полиномов первой, второй и третьей степени по формуле

X (31)Стр. 16 OCT 92-4228-80

л - элемент массива значений ИПВхС при аппрокси­мации полиномом Г -ой степени; г =0»...., R;

Q_r - коэффициент полиномов Г-ой Степени;

у - элемент массива МО ИПВыхС.

Оценки коэффициентов' О_г определяются согласно рекомендуе­

мому приложению 5. ■ ■; J

■ с ■ ■■■■';

пости в I -ой точке для каждого аппроксимирующего полинома < /1

/,|Ч Д’ т*

/ ;//./...;W_:.

У . (Н.

каждого аппроксимирующего полинома на воем интервале градуировки. ■ . • В качестве аналитической формы представления градуировочной характеристики принимается полином степени, для которого .величина ІД_Дс;і I mor минимальна.-.

t-ой точке для полинома выбранной степени определяется по формуле ■ (32). ■■■- - ■ ^L ■ ; ■ .. '^;/ ^;^/./ '^:

'/ у 3.5.2. Определить доверительные границы /систематической состав- ляющей погрешности в і -ой точке ^:

t

XT Э2-4228-80 Стр, I?

_sSj£r^^^^9^ где

₅ - коэффициент, определяемый ao-fOCT ІІ,8В4-»74 . для двусторонней доверительной вероятности-ЗҐ и числа степеней свобода Ч t і

Si - CKO s І -ой точке', определяемая по форму­лам (16)Д17) и (18) ;

ґп - количество измерений в Л -ой точке;
значение производной функции
но параметру у в I -ой точке,

В

верхней границы систематической составляющей погре- принимается максимальное абсолютное значение из

качестве
J
низости - A<X,C
дах величин (Д^ * (зр -sj и (Д_к*- (^) Si)

Со своим знаком, ,

3,6« Определение основной погрешности ПП

<_; 3«6«1, Определение основной погрешности в і -ой фиксирован­ной точке градуировочной характеристики производится до формуле

Да£~ Досі Дці. 5Іуп(Лас,і) »

■ '. (34)

гдё Дм₍4 -методическая погрешность систематической со­

ставляющей погрешности, определяется на осно­вании аттестации методики выполнения измерений при поверках на данной измерительной, установ­ке и указывается в нормативно-технической до- . кументацин на данную установку;

Sign- знак при величине * ■

Из полученных значений сформировать массив ~ ZW^L) •

Стр, 18 OCT 92-4228-60

Обязательное

I. Ь каждой с -ой фиксированной точке гз массива значений Y(ij<0 определить экстремальное значение ;

2. Значения , полученные по^сп.2.2, настоящего стандарта, аппроксимировать полиномом первой степени Y'Q_O+-Q<X < _ < аналогично изложенному в рекомендуемом приложении 5.

3. Определить расчетное значение ИПВчхС при значении Xi

у_;(х)=а_о+ ал .

(D

4. Проверить наполнение неравенства

(2)

где

Величины цпи на ПЛ.

- основная погрешность ЦП; ■ J - величина» учитывающая максимальну® нелинейность : градуировочной характеристики.

До и ft задаются втехнической документа-

Примечание. Если величина j5 > неизвестна»,то она может Ї быть определена по следующей формуле J

дах

(3)

. -среднее значение ИПВнхС в - - ой точке, определен-
ное аналогично формулам (8),(9) раздела 3 настоя-

' щего стандарта; ' ■ .

■ ;г. им. ,_{Д1 ц},, , .н. п . . .

J . '

I ■ OCT $2-4228-30 Стр. 19

1 Umny - максшальное значение из массива Yi . '

I Если неравенство (2) не выполняется, то значение счн-

J таётся грубым промахом.

.■£■ ■■■

/ 7 5. После нябриса грубых промахов производится редактирование

Массивов & целью установить последовательную индексацию.

Примечание. При наличии вариации оценка грубых промахов наблю­

дений производится отдельно как при изменении ИПВнхС со стороны

■ /" ■■■ ... '' меньших, так и больших значении.

UJ9jH.ПОДПИСЬ И ЛАТА B3M.HH8.fi МНВ. N АУБПл ПОДПИСЬ Я ДАТА С 18. Н I ЛЕРВ. ПРИМЕМ.

Стр.20 ОСТ 92-4228-80 ПРИЛОЖЕНИЕ 2

Обязательное

КРИТЕРИИ ОЦЕНКИ ГРУБЫХ ПОГРЕШНОСТЕЙ
ИЗМЕРЕНИЙ

1. Если априорно предполагается, что в выборке имеется одна грубая погрешность, то оценку грубых погрешностей изме­рений рекомендуется проводить по V-критерию.

   1. Все элементы массива Y(j,j) ранжируются по возрас­танию для каждой 1-той точки, т.е.:

ї І1 < Y ₁₂< ... <Y _im (1)

где 3 “ 1,... ,ш .

Yim Yi Yj - Yu

V_n) “* или Vi (.’la)

Si Si

где Yi, Si - оценка МО и CKO при изменении ИПВых как со стороны меньших, так и больших значений, определяемая по формулам 8-11, которая сравнивается с критическим значением критерия V(_т, а), соответствующим данному объему выборки m принятому уровню значимости а.

СУ) Эам.ИЗВ. 922.100.3-94

HH8.N ПОЛА. ПОЛНИСЬ И ЛАТА І 83АМ ИН8, N І ИНВ. N АУ^ ПОЛНИСЬ И ЛАТА 'ПРАВ. И ПЕРВ. ПРИМЕР.

Стр.20а ОСТ 92-4228-80

Если V_m (или Vi) > У(_т>с(),то подозреваемое значение Yi_m (или Yu) исключается из массива YCi, j) как грубая погреш­ность .

2. Если можно предположить в выборке наличие двух или трех грубых погрешностей измерения, то рекомендуется исполь­зовать критерий Г21.

   1. Для наименьшего Уц и наибольшего Yim значений ва­риационного ряда (1) вычисляются статистики :