ВУЗ:
Составители:
Рубрика:
75
Чебышева. Она устанавливает нижнюю границу того, что
ни при каком законе распределения вероятности
случайное значение результата измерения не окажется за
пределами доверительного интервала. Задавшись
доверительной вероятностью Р по табличным значениям
неравенства Чебышева, можно определить значение
параметра t и определить, насколько
Q
σ
− результат
однократного измерения
i
Q
, может отличаться от среднего
значения измеряемой величины, равного значению
измеряемой величины при любом законе распределения
вероятности.
Значение параметра t можно определить по нижней
кривой на рис. 11.
Обозначив, как и ранее половину доверительного
интервала через
Q
t
σ
ε
=
, можно записать:
ε
ε
+
≤
≤
−
ii
QQQ
.
Случай 4. Априорная информация: класс точности
СИ таков, что значение измеряемой величины не может
отличаться от результата многократного измерения больше
чем
ε
; точное значение аддитивной поправки равно
i
θ
.
В этом случае значение измеряемой величины будет
равно:
ε
ε
+≤
≤
−
ii
QQQ
.
Случай 5. Априорная информация: отсчет, а
следовательно, показание подчиняются нормальному
закону распределения вероятности со средним
квадратическим отклонением
х
σ
; значение аддитивной
поправки находится в пределах от
min
θ
до
max
θ
.
Здесь мы имеем случай, когда значение поправки
неизвестно. Ситуационной моделью, учитывающей
76
неопределенность значения поправки, является
равномерный закон распределения вероятности поправки
на интервале от
min
θ
до
max
θ
. Следовательно, можно
говорить о том, что показание подчиняется нормальному
закону распределения вероятности, а поправка − равно-
мерному закону распределения вероятности. Значит, закон
распределения результата измерения представляет собой
композицию законов распределения показания и поправки.
В этом случае в соответствии с первой рекомен-
дацией INS-1 «Выражение неопределенности результата
измерений» МКМВ рекомендовано считать, что среднее
значение композиции, в которую входит ситуационная
модель, не подчиняющаяся вероятно-статистическим
закономерностям, равное значению измеряемой величины,
не отличается от результата многократного измерения
больше чем на
Q
ku
=
ε
, где
22
QxQ
uu +=
σ
, а
коэффициент к, аналогичный коэффициенту t,
устанавливается по согласованию: к=2…3.
Представление результатов измерений. Измери-
тельная информация должна быть представлена в форме,
удобной для дальнейшей обработки. В связи со сказанным
получение результата измерения является промежуточным
этапом в проведении измерений.
Самая удобная форма представления результатов
измерений для дальнейшей обработки
– представление
результата измерения с помощью числовых характеристик
закона распределения вероятности.
При однократном измерении чаще всего используется
такая числовая характеристика, как среднее
квадратическое отклонение. С ее помощью определяются
пределы, в которых находится значение измеряемой
величины.
Если измерительная информация не предназначена
Чебышева. Она устанавливает нижнюю границу того, что неопределенность значения поправки, является
ни при каком законе распределения вероятности равномерный закон распределения вероятности поправки
на интервале от θ min до θ max . Следовательно, можно
случайное значение результата измерения не окажется за
пределами доверительного интервала. Задавшись
доверительной вероятностью Р по табличным значениям говорить о том, что показание подчиняется нормальному
неравенства Чебышева, можно определить значение закону распределения вероятности, а поправка − равно-
параметра t и определить, насколько σ Q − результат мерному закону распределения вероятности. Значит, закон
распределения результата измерения представляет собой
однократного измерения Qi , может отличаться от среднего композицию законов распределения показания и поправки.
значения измеряемой величины, равного значению В этом случае в соответствии с первой рекомен-
измеряемой величины при любом законе распределения дацией INS-1 «Выражение неопределенности результата
вероятности. измерений» МКМВ рекомендовано считать, что среднее
Значение параметра t можно определить по нижней значение композиции, в которую входит ситуационная
кривой на рис. 11. модель, не подчиняющаяся вероятно-статистическим
Обозначив, как и ранее половину доверительного закономерностям, равное значению измеряемой величины,
интервала черезε = tσ Q , можно записать: не отличается от результата многократного измерения
Qi − ε ≤ Q ≤ Qi + ε . больше чем на ε = ku Q , где u Q = σ 2
x + u Q2 , а
Случай 4. Априорная информация: класс точности коэффициент к, аналогичный коэффициенту t,
СИ таков, что значение измеряемой величины не может устанавливается по согласованию: к=2…3.
отличаться от результата многократного измерения больше Представление результатов измерений. Измери-
тельная информация должна быть представлена в форме,
чем ε ; точное значение аддитивной поправки равно θ i . удобной для дальнейшей обработки. В связи со сказанным
В этом случае значение измеряемой величины будет получение результата измерения является промежуточным
равно: этапом в проведении измерений.
Qi − ε ≤ Q ≤ Qi + ε .
Самая удобная форма представления результатов
измерений для дальнейшей обработки – представление
Случай 5. Априорная информация: отсчет, а результата измерения с помощью числовых характеристик
следовательно, показание подчиняются нормальному закона распределения вероятности.
закону распределения вероятности со средним При однократном измерении чаще всего используется
квадратическим отклонением σ х ; значение аддитивной такая числовая характеристика, как среднее
квадратическое отклонение. С ее помощью определяются
поправки находится в пределах от θ min до θ max . пределы, в которых находится значение измеряемой
Здесь мы имеем случай, когда значение поправки величины.
неизвестно. Ситуационной моделью, учитывающей Если измерительная информация не предназначена
75 76
Страницы
- « первая
- ‹ предыдущая
- …
- 36
- 37
- 38
- 39
- 40
- …
- следующая ›
- последняя »
