---

ха среднего

СТИ

OCT 1 00487-83

С. 7

В каждой контрольной точке диапазона каждого ИК вычисляется опен- квадратического отклонения (СКО) случайной составляющей пограшно- по формуле

6 • ~Х‘ •

(11)

'tjfit LJM*

Ъ[1] =

П

3.3.7.

ри отсутствия ограничения по виду распределения Погрешности ИК опенка погрешности ИК производится путем статической обработки данных метро­логических исследований с построением экспериментальных распределений и опен- кой интервалов погрешности методом, изложенным в приложении 1. Предлагаемый метод не требует идентификации ■ вица закона распределения и дает высокую досто­верность опенки погрешности ИК ИИС непосредственно по экспериментальному распределению. При етом составляющие погрешности, определенные по формулам (8)- (11), служат для оптимизации методик измерения и не подлежат суммированию с хакимя-либо допущениями.

В случае многоканальных систем, работающих с обшей градуировочной харак­теристикой для группы каналов, погрешность ИИС практически никогда не подчи­няется нормальному закону распределения. Рабочие условия применения ИИС также могут привести к ненормальному закону распределения погрешности.

Так, погрешность аналоговых СИ и ПАП для нормальных условий эксплуата-

£ ^4 to

ции, когда

г

(12)

"О, определяется по формуле

де t - коэффициент, зависящий от вероятности Р и вида закона распределения погрешности. Для нормального закона распределения при Р »0,95 t »2,

(13

)

OCT 1 00487-83 as

где ft - коеффкпиент, определяемый принятой вероятностью.

При Р «0,95 Р "1.1»

А у - опенка систематической составляющей погрешности с учетом вариации.

В каждой J «Л контрольной точки дкепаэона ИК оцениваются границы потреш- *' а* нести Ду ИК:

““ ^<м

^<14)

7*

•°”

^•-2/. «в»

если

3.3.11.

5
і
і
л

s

(їв)

- опенка суммарного среднего квадратического отклонения, рассчи­тываемая по формуле

- коэффициент, зависящий от соотношения случайной и «©исключенной систематической погрешности и определяемый по формуле

tty[A] + Ay ₍₁₈₎

Погрешность ИК устанавливается как максимальное значение погреш­

ности Л; • , наблюдаемое в контрольных тачках диапазона. При этом довери-

'max

•шамал вероятность получения этой погрешности будет не ниже доверительней вероятности Р, соответствующей максимальному значению Ass

* /пах

3.3.12. Доверительные симметричные опенки среднего квадратического от­клонения для Р «0,95 определяются по формуле

[л] < tf] (f^9), (19

)

OCT 1 00487-83 с, ₉

• с

  W»

  реднее квадратическое отклонение случайной погрешности;

• оценка среднего квадратического отклонения случайной погрешно­сти;

ў - коэффициент, выбираемый из значений, приведенных в приложении 2, в зависимости от вероятности р и объема выборки ~ Доверительные асимметричные оценки среднего квадратического отклонения

определяются по формуле

*_{J&] Z_tЛ] Z₂, (20)

где Z_f,Z_£ - коэффициенты, выбираемые из значений, приведенных в приложении 2,
в зависимости от вероятности Р и объема выборки .

Границы неисключенных систематических погрешностей вычисляются по фор­

муле

⁹Ч ^s4

(21>

Іи>. Nt дуімката ²

Ім. Nt шмині 5145 Nt мм. 11533

(23)

где / - коэффициент Стьюдента, выбираемый из значений, приведенных в при­ложении 3, в зависимости от выбранной вероятности Р и объема выборки /Уд,- ;

/V *

4j - оценка систематической составляющей погрешности;

Л- ~ систематическая составляющая погрешности.

V

4/и 4ЧЛ) оцениваются по формулам:

(22)

А

где

_£ - оценка систематической составляющей погрешности канала, состоящего из отдельных компонентов;

A_f ; 4^ -опенки систематических составляющих погрешностей компо­нентов канала

;[

Иив. К» дубликата ^м,м- ^{2 э}—

Инв. К» подлинника 5145 ... Ч» *>*■ ^{11633 12765}

Д] — опенка случайной составляющей погрешности канала;

О^[л];(7₂[Д] - оценки случайных составляющих погрешностей компонентов

канала.

Погрешность канала Д^ ИК оценивается по составляющим погрешностей отдельных компонентов канала в соответствии с пл. 3.3.9; 3.3.10.

Если для каждой кз частей ИК могут быть получены (или приписаны) распре­деления погрешности с известными параметрами, возможно суммирование погреш­ностей статистическим методом Монте-Карло с последующей оценкой доверитель­ных границ суммарной погрешности Д^ ИК по экспериментальному распределению погрешности. Рекомендации по определению Д? ИК для этого случая приведены в приложении 4.

Для ИК ИИС, составленных из компонентов с нормальными MX, способы расчета MX ИК ИИС изложены в МУ 222-80.

3.4. Обработка результатов градуировок группы измерительных каналов, пред­назначенных для работы с номинальной функцией преобразования

1. в случае, когда количество ИК в группе невелико 20), конструктив­ное исполнение ИК определяет значительную независимость погрешностей отдельных ИК, например, группа ИК не содержит общих измерительных звеньев, вносящих су­щественную долю погрешности. В этом случае метрологической аттестации подвер­гаются все ИК группы;

2. в случае, когда количество ИК в группе велико (т > 30), по конструк­тивному исполнению ИК содержат обшее измерительное звено (звенья), вносящее наибольшую долю погрешности, например, многоточечные ИИС с мультиплексорами и обшими пирровыми вольтметрами и АЦП для группы ИК, то аттестуемые ИК вы­бираются произвольно в количестве 20 % от числа в группе, ио не менее 20 ИК.

т и - %(т) т ' <²⁴)

где - значения, полученные по формуле (4).

решности по формуле

о

(26)

пенки среднего квадратического отклонения систематической составляющей пог­

Ин». Nt дубликата Nt мм. 2 з

Миа. Nt ПОДЛИИИИКа 5145 Nt И1». 11533 12765

4. ОФОРМЛЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ АТТЕСТАЦИИ

ИИС, прошедшие аттестацию, подлежат техническому учету и периоди­ческой поверке в процессе эксплуатации

.П

РИЛОЖЕНИЕ 1 Рекомендуемое

ОПРЕДЕЛЕНИЕ ДОВЕРИТЕЛЬНЫХ ГРАНИЦ
ОЦЕНОК ПОГРЕШНОСТИ

1. Для определения доверительных гранил погрешиостн, полученных метода*/ статистических испытаний в виде аксперяментальных распределений, используетои способ, осжоммвшй на статистической проверке гипотезы о том, что вероятность бпоыкалымго исхода меньше Некоторого порогового значення. Применение итого способа позволяет по експериментальному распределмяю погрешности, предстаки- лмямму в частности в ваде гистограммы, определить доверительные интервалы по- граоаостп, соответствующие .за данным уровням дсварительно* вероятности и задан­ным уровням значимости при заданном объеме выборки.

2. При жспернммггальиоы распределении погрешности на интервале 2 Д расчитывая» м* фуккхши F при большем значении Н (66мм выборки) больше веро- япюсть увелпеяия интервала 2 Д У наблюдаемых значений расчетной функции F.

Входящие в расчет веянзмы являются случайными и могут принимать любые зиачаихя с вероятностью, соответствующей своим законам распределения. Следова­тельно, адедолыюо зиачепе погрешности, наблюдаемое в большой выборке, монет отличаться ст пределшого значения, наблюдаемого в малой выборке к. поэтому, даже при болыдсм числе расчетов, трудно что-либо оказать об определяемо* по- гресшостп.

Если|^| - абсолотная погрешность;

А - предельное значение погрешности;

d - выбираемое наибольшее значение вероятности;

N - текущий объем выборки;

сС - уровень значимости,

то при проверке гипотезы Р(|6 I >A)£d вьяхоляется число событий JB, для которых в давно* выборке 181 >А , и сравнивается с некоторым критическим значением . При выполнении условияможно утверждать,

что гипотеза может быть ц ивйга,и выбранное предельяве значение А ті/ж^аяеж/аі есть интервал погрешности, соответствующий доВернтелмко* вероятности - £0«

3. С палью расширения воаможности практического применения указанного способа яря сомике погрешности по аксперкмекталькым законам распределения всяопьеуется программа, обеспечивающая расчет критических значений хфн объемах выборки до яесяояышх тысяч и при ввмеаш вероятности Р^я1-с/ от 0,99 до 0,9 с шагом 0,01,