ГОСТ ISO 16063-1—2013
Приложение А
(рекомендуемое)
Выражение неопределенности измерения при калибровке
А.1 Общие положения
Значение расширенной неопределенности измерения U характеризует интервал от у -О до у ♦ Овокругизме
ренного значения у. являющегося оценкой одной из определяемых при калибровке характеристик Y. а пределах
которого значение У можно ожидать с большой вероятностью.
А.2 вычисление расширенной неопределенности измерения
А.2.1 Необходимо выявить все источники, оказывающие существенное влияние на результат измерений, и,
по возможности, внести коррекцию в результат измерений, уменьшающую это влияние.
Если источник неопределенности измерения может быть описан соответствующим распределением вероят
ности. имеющим значительное математическое ожидание, то это математическое ожидание следует рассматри
вать как систематическую погрешность и исключить из результата измерений.
А.2.2 Каждый источник неопределенности характеризуют стандартным отклонением и^ называемым стан
дартной неопределенностью, который представляет собой квадратный корень из дисперсии of.
Оценку некоторых стандартных неопределенностей можно получить в результате статистической обработки
результатовсерии измерений (оценки такого вида вGUM:1995 называют оценками типа А). Для остальных источни
ков оценки стандартных неопределенностей следует получатьна основе обоснованныхсуждений о возможныхзна
чениях данной величины (оценки типа В). Такие суждения должны опираться на всю доступную информацию об
источнике неопределенности. Вчастности, если отсутствует какая-либо информация ©возможных значенияхвели
чины. вызывающей систематическое смещение результата измерений, за исключением того, что эти значения
лежат внутри интервала (6 ; OJ. то данную величину можно считать распределенной равномерно в указанном
интервале. Стандартная неопределенность такой величины будет равна b lj3. где О = (Р, - Ь_)12. Математическое
ожидание данной величины, которое используют для коррекции результата измерений, равно (6. + Р_)/2.
Если влияющая величина может считаться равномерно распределенной (прямоугольное распределение
плотности вероятности), но известно, что зависимость измеряемой величины от влияющей величины имеет вид
нелинейной функции (синусоидальной, степенной и пр.). то это следует учитыватьпри выборе модели распределе
ния измеряемой величины.
Пример — Коэффициент преобразования S преобразователя ускорения рассчит ывают по выход-
ному сигналу (амплитуде напряжения или заряда х). обусловленному действием вибрации, и амплитуде
ускорения а по формуле S * х/а. На результат измерений коэффициента преобразования может
ока зать влияние значительная поперечная сост авляющ ая вибрации стола вибростенда, амплитуда
уско рения которой аГ С учетом коэффициента поперечного преобразования ST ускорение
стола в поперечном направлении даст соот вет ст вующ ий вклад в погрешность измерений ехТв
выходном сиг нале. Предполагая, что поперечное ускорение имеет т ужечаст от у, что и ускорение в
основном направ лении возбуждения, что ф азовый сдвиг равен нулю, а также то, что поперечное
ускорение обычно являет ся синусоидальной функцией уела р между направлением максимальной
поперечной чувст ви
тельности и направлением поперечного движения стола вибростенда, данную сост авляющ ую погреш
ност и можно выразит ь формулой
e „ “ S , i r сов р.
Значения максимального коэффициента поперечного преобразования и поперечного ускоре
ния могут быть известны (измерены), а угла р— нет. В этом случае резонно предположить, что вели
чина р распределена равномерно в интервале /-л. *х]. В данном примере влияющ ая величина (т. е.
поперечное ускорение с прямоугольным распределением р>дает сост авляющ ую погрешност и измере
ния ежГ плот ност ь вероятност и распределения кот орой имеет вид
1
Этому распределению соответствует стандартная неопределенност ь «(в^) ■ Ы-$2. Математи-
ческое ожидание ехТ в данном случае будет равно нулю. Полученный результат являет ся лучшей
оценкой погрешност и ехГ
18