|
2. Значения коэффициентов Z в зависимости от двухсторонней (Доверительной вероятности Р я объема выборки N приведены в табл. 2. Таблица 2 м |
Значение коэффидаентов Z при Р |
||||
|
0,95 |
0,99 |
||||
|
|
*2 |
Zf |
|
||
|
5 |
0,599 |
2,870 |
0,519 |
4,390 |
|
|
6 |
0,624 |
2,453 |
0,546 |
3,484 |
|
|
7 |
0,644 |
2,202 |
0,569 |
2,979 . |
|
|
8. |
0,661 |
2,035 |
0,588 |
2,660 |
|
|
9 |
0,675 |
1,916 |
0,604 |
.2,440 |
|
|
10 |
0,688 |
1,826 |
0,618 |
.2*277 |
|
|
11 |
0,699 |
1,755 |
0,630 |
2,154 |
|
|
m. М» jpfamn Jfe UK. 2 ■і. Мгнідммт 3148 Mt їм. 11533 N |
Значение коэффициентов Z при Р |
|||
|
0,95 |
0,99 |
|||
|
2/ |
*2 |
|
*2 |
|
|
12 |
о,7оа |
1,698 |
0,641 |
2,056 |
|
13 |
0,717 |
1,651 |
0,651 |
1,976 |
|
14 |
0,725 |
1,611 |
0,660 |
1,910 |
|
15 |
0,732 |
1,577 |
0,669 |
1,854 |
|
16 |
0,739 |
1,548 |
0,676 |
1,806 |
|
17 |
0,745 |
1,522 |
0,683 |
1,764 |
|
19 |
0,756 |
1,479 |
0,696 |
1,695 |
|
21 |
0,765 |
1.444 |
0,707 |
1,640 |
|
23 |
0,773 |
1,416 |
0,717 |
1,595 |
|
25 |
0,781 |
1,391 |
0,726 |
1,558 |
|
27 |
0,788 |
1,371 |
0,734 |
1,526 |
|
29 |
0,794 |
1,352 |
0,741 |
1,499 |
|
31 |
0,799 |
1,337- |
0,748 |
1,475 |
|
36 |
0,811 |
1,304 |
0,762 |
1,428 |
|
41 |
0,821 |
1,279 |
0,774 |
1,390 |
|
46 |
0,830 |
1,259 |
0,764 |
1,360 |
|
51 |
0,837 |
1,243 |
0,793 |
1,336 |
|
61 |
0,849 |
1,217 |
0,808 |
1,299 |
Продолжение табл. 2
|
ПРИЛОЖЕНИЕ З Справочное Значения коэффициента t в зависимости от доверительной вероятности Р и объема выборки N і. М» дуімыіч _____________ ' 1 2 і. № Шяшіма 5145 ^'" Мгвм. 10282 Ц533 N |
Значение коэффициента "t при Р |
/V |
Значение коэффициента "t при Р |
||||
|
0,95 |
0,99 |
0,999 |
0,95 |
0,99 |
0,999 |
||
|
5 |
2,78 |
4,60 |
8,61 |
20 |
2,093 |
2,861 |
3,883 |
|
6 |
2,57 |
4,03 |
6,86 |
25 |
2,064 |
2,797 |
3,745 |
|
7 |
2,45 |
3,71 |
5,96 |
30 |
2,045 |
2,756 |
3,659 |
|
8 |
2,37 |
3,50 |
5,41 |
35 |
2,032 |
2,729 |
3,600 |
|
9 |
2,31 |
3,36 |
5,04 |
40 |
2,023 |
2,708 |
3,558 |
|
10 |
2,26 |
3,25 |
4,78 |
45 |
2,016 . |
2,692 |
3,527 |
|
11 |
2,23 |
3,17 |
4,59 |
50 |
2,009 |
2,679 |
3,502 |
|
12 |
2,20 |
3,11 |
4,44 |
60 |
2,001 |
2,662 |
3,464 |
|
13 |
2,18 |
3,06 |
4,32 |
70 |
1,996 |
2,649 |
3,439 |
|
14 |
2,16 |
3,01 |
4,22 |
80 |
1,991 |
2,640 |
3,418 |
|
15 |
2,15 |
2,98 |
4,14 |
90 |
1,987 |
2,633 |
3,403 |
|
16 |
2,13 |
2,95 |
4,07 |
100 |
1,984 |
2,627 |
3,392 |
|
17 |
2,12 |
2,92 |
4,02 |
120 |
1,980 |
2,617 |
3,374 |
|
18 |
2,11 |
2,90 |
3,97 |
ОС |
1,960 |
2,576 |
3,291 |
|
19 |
2,10 |
2,88 |
3,92 |
|
|
|
|
і«. № дуідммта № »* 2
і«. № ясдшіна 5145 М> мн. 11533
ПРИЛОЖЕНИЕ 4 Рекомендуемое
РЕКОМЕНДАЦИИ ПО ОПРЕДЕЛЕНИЮ СУММАРНОЙ
ПОГРЕШНОСТИ ИК, СОСТОЯЩЕГО ИЗ ДВУХ ЧАСТЕЙ
Измерительный канал состоит из:
первичного преобразователя ПП (термопары);
многозвенной цели, состоящей на коммутатора, усилителя, аналого-цифрового преобразователя, выход которого подключен к ЭВМ.
Первая часть ИК характеризуется погрешностью, равномерно распределенной в интервале, равном принятому допуску.
При оценке погрешности 1 частя ИК первичный преобразователь в связи с трудоемкостью работ подвергается градуировке отдельно или в качестве оценки погрешности используются паспортные данные из используемый тип ПП.
Вторая часть ИК подвергается квогократной градуировке в реальных условиях яксплуатацин с получением экспериментального закона распределения.
Опенка суммарной погрешности ИК состоит в определении систематической составляющей, случайной составляющей погрешности и оценке интервала, в котором с вероятностью Р находится основная погрешность ИК.
В изчестве погрешности ПП обычно принимается допуск, указанный в НТД на термопару.
Основной причиной возникновения этой погрешности является неоднородность характеристик различных участке» термоэлехтродной проволоки, имеющая случайный характер.
При произвольном выборе термопары данного тяла можно ожидать получение погрешности термопары, равковероятяо распределенной в пределах допуска по НТД либо в пределах допуска, установленного пра отборе группы термопар.
Опенка погрешности ИК в пэлом сводится к определению композиции законов распределения погрешностей двух частей ИК: равномерного и эксперимен- талшого.
Задача может быть решена статистическим методом Монте-Карло с помощью специальной программы.
Распределения погрешностей каждой на частей ИК вводятся в ЭВМ в виде таблиц, содержащих границы отрезков, xfi которые разбит весь интервал погрешностей, и соответствующих км частостей.
Результатом расчета является получение распределения погрешности, выдаваемого в виде таблицы и характернстнхи этого распределения (математическое ожидание и среднее квадратическое отклонение).
Оценка доверительных границ суммарной погрешности ИК производится непосредственно из распределения, полученного способом, изложенным в прило-
ЛИСТ РЕГИСТРАЦИИ ИЗМЕНЕНИЙ
|
|
|
№ нзм. |
' Номера отражав |
Номер 'Изе. об азы.' |
Подпись |
Дата |
Сроа авадевиз взмененва |
||||||||||||||
|
кзхшх |
зама- жевшх |
■ооыж |
ажжу- л*ро— ааваых |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
■< |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
5145 |
||||||||||||||||||||
|
Ии. Nt дуіммата |
ha. J6 мдммма |
||||||||||||||||||||
|
|
|
||||||||||||||||||||
