43
деления. Границы полученных интервалов охвата снова почти неразличимы визуально, но в числовых значениях, приведенных в таблице 3, можно увидеть небольшие различия.
- Вероятностно симметричный 95 %-ный интервал охвата, определенный по GUM, в данном случае несколько превышает интервал, полученный аналитическим расчетом. Как и в случае нормально распределенных входных величин, применена процедура проверки (таблица 3, столбцы 6—8). Как и ранее, ndig = 2, u(y) = 2,0 = 20 • 10-1, c = 20, I=-1 и 5 = 0,05. Разности между границами dlow и dhigh в данном случае больше, чем для нормально распределенных величин (таблица 2). Первая проверка с помощью адаптивной процедуры метода Монте-Карло показала, что результаты, полученные способом оценивания неопределенности по GUM, являются достоверными. Однако вторая проверка этот вывод не подтвердила, хотя полученные в ходе проверок значения dlow и dhigh близки к пределу погрешности вычисления 5 = 0,05 (несоответствие заявленной точности вычислений можно обнаружить, если использовать большее число значащих цифр, чем показано в таблице 3). Различие в результатах двух проверок методом Монте-Карло объясняются стохастической природой этого метода.
- Входные величины, описываемые равномерными распределениями с различными параметрами
- В таблице 4 представлены результаты для примера, аналогичного рассмотренному в 9.2.3, но когда стандартное отклонение для Х4 равно десяти.
Число испытаний M, полученное при реализации адаптивной процедуры метода Монте-Карло (0,03