Автор работы: Пользователь скрыл имя, 13 Декабря 2013 в 00:12, курсовая работа
Мета і види метрологічних перевірок засобів вимірювальної техніки
Всі ЗВТ, що виготовляються або підлягають ремонту, ввозяться з-за кордону, знаходяться в експлуатації та на зберіганні, підлягають метрологічній перевірці. Метрологічна перевірка ЗВТ – це встановлення придатності ЗВТ до застосування на основі експериментального визначення його метрологічних характеристик і контролю їх відповідностівстановленим нормам. Метрологічну перевірку ЗВТ здійснюють згідно з „Законом України про метрологію та метрологічну діяльність” [1] та ДСТУ 2708-99 [2].
Відповідно до Державної системи забезпечення єдності вимірювань [1] перевірка може бути первинною, періодичною, позачерговою, інспекційною та експертною.
Завдання до курсової роботи
Вступ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3
Пункт1.Опис основних елементів та структурна схема САК заданого технологічного параметра
Пункт2.Розрахунок вихідного сигналу ПВП та графік його статичної характеристики в заданому діапазоні зміни технологічного параметра
Пункт3.Опрацювання згідно з ГОСТ 8.207-76 результатів багаторазових спостережень значень вихідного сигналу ПВП
Пункт4.Розрахунок сумарних похибок вимірювання ПВП і САК
Пункт5.Присвоєння ПВП і САК класів точності згідно зі стандартним рядом
Пункт6.Структурна схема й опис установки для градуювання та перевірки ПВП або САК
Висновки
Перелік використаної літератури.
|
400 |
90,394 |
420 |
92,627 |
440 |
94,806 |
460 |
96,937 |
480 |
99,022 |
500 |
101,064 |
400 |
90,394 |
420 |
92,627 |
Пункт3. Опрацювання згідно з ГОСТ 8.207-76 результатів багаторазових спостережень значень вихідного сигналу ПВП
На базі даних n=23 вимірювань вихідного сигналу ПВП, що відповідають кінцевому значенню діапазону, згідно з Держстандартом ГОСТ8.207-76 виконаємо опрацювання результатів багаторазових спостережень.
Задамося значеннями вимірювань вихідного сигналу ПВП:
Витрата |
Q |
м3/год |
92,098 |
99,987 |
99,987 |
100,021 |
100,125 |
100,368 | |
100,520 |
100,561 |
100,785 |
100,852 |
100,997 |
101,064 |
101,064 |
101,064 |
101,125 |
101,139 |
101,153 |
101,168 |
101,231 |
101,248 |
101,268 |
101,364 |
101,456 |
|||
3.1. Виявимо та виключимо з ряду результатів спостережень результати вимірювань, які сильно відрізняються від інших, або грубі похибки (промахи).
Для виявлення в результатах вимірювання фізичних величин грубих похибок (промахів) їх необхідно розташувати в порядку зростання або спадання, тобто утворити варіаційний ряд:
x1 £ x2 £ x3 £…£ xn-1 £ xn.
92,098 |
99,987 |
99,987 |
100,021 |
100,125 |
100,368 |
100,520 |
100,561 |
100,785 |
100,852 |
100,997 |
101,064 |
101,064 |
101,064 |
101,125 |
101,139 |
101,153 |
101,168 |
101,231 |
101,248 |
101,268 |
101,364 |
101,456 |
Далі для крайніх членів цього ряду (x1 і x23) потрібно обчислити параметри відповідно r1 і r23:
;
де – середнє арифметичне, а S – незміщена оцінка середньоквадратичного відхилення результатів вимірювання, визначені відповідно за формулами:
Отримані значення r1 і r23 необхідно порівняти з допустимим значенням r¢, знайденим з таблиці 1 для заданих числа f=n-1=22 ступеня вільності та довірчої ймовірності Pд=95%.
Значення
з результатів спостережень грубих похибок (промахів)
Рд | ||||
|
Число ступенів вільності f=n-1 |
90 |
95 |
97.5 |
99.9 |
1 |
1,406 |
1,412 |
1,414 |
1,414 |
2 |
1,645 |
1,689 |
1,710 |
1,723 |
3 |
1,791 |
1,869 |
1,917 |
1,955 |
4 |
1,894 |
1,996 |
2,067 |
2,130 |
5 |
1,974 |
2,093 |
2,182 |
2,265 |
6 |
2,041 |
2,172 |
2,273 |
2,374 |
7 |
2,097 |
2,237 |
2,349 |
2,464 |
8 |
2,146 |
2,294 |
2,414 |
2,540 |
9 |
2,190 |
2,343 |
2,470 |
2,606 |
10 |
2,229 |
2,387 |
2,519 |
2,663 |
11 |
2,264 |
2,426 |
2,562 |
2,714 |
12 |
2,297 |
2,461 |
2,602 |
2,759 |
13 |
2,326 |
2,493 |
2,638 |
2,800 |
14 |
2,354 |
2,523 |
2,670 |
2,837 |
15 |
2,380 |
2,551 |
2,701 |
2,871 |
16 |
2,404 |
2,577 |
2,728 |
2,903 |
17 |
2,426 |
2,600 |
2,754 |
2,932 |
18 |
2,447 |
2,623 |
2,778 |
2,959 |
19 |
2,467 |
2,644 |
2,801 |
2,984 |
20 |
2,486 |
2,664 |
2,823 |
3,008 |
21 |
2,504 |
2,683 |
2,843 |
3,030 |
22 |
2,520 |
2,701 |
2,862 |
3,051 |
23 |
2,537 |
2,717 |
2,880 |
3,071 |
r¢=2,701
Параметр r1=4,445 перевищує допустиме значення r¢= 2,701, то х1=92,098 необхідно вилучити з ряду результатів вимірювань і повторити від початку аналогічний аналіз для решти членів ряду, поки не виконається попередня умова.
99,987 |
99,987 |
100,021 |
100,125 |
100,368 |
100,520 |
100,561 |
100,785 |
100,852 |
100,997 |
101,064 |
101,064 |
101,064 |
101,125 |
101,139 |
101,153 |
101,168 |
101,231 |
101,248 |
101,268 |
101,364 |
101,456 |
Отримані значення r1 і r22 необхідно порівняти з допустимим значенням r¢, знайденим з таблиці 1 для заданих числа f=n-1=21 ступеня вільності та довірчої ймовірності Pд=95%.
r¢=2,683
Ці значення не перевищують допустимого, отже в заданому ряді вимірювань грубих похибок нема.
3.2. Вирахуємо середнє арифметичне виправлених результатів спостережень і приймемо його за результат вимірювання. Вирахуємо згідно з ГОСТ 11.004-74 оцінку середнього квадратичного відхилення результату спостереження та оцінку середнього квадратичного відхилення результату вимірювання .
Числові характеристики розподілу ймовірностей результатів вимірювання обчислюють для виправленого ряду результатів вимірювань, тобто ряду, з якого усунені грубі похибки.
99,987 |
99,987 |
100,021 |
100,125 |
100,368 |
100,520 |
100,561 |
100,785 |
100,852 |
100,997 |
101,064 |
101,064 |
101,064 |
101,125 |
101,139 |
101,153 |
101,168 |
101,231 |
101,248 |
101,268 |
101,364 |
101,456 |
Оцінкою математичного сподівання mx є середнє арифметичне цього ряду , яке надалі вважають результатом вимірювання .
Оцінкою медіани при парному числі n=22 результатів вимірювань – середнє арифметичне між членами цього ряду з порядковими номерами та :
Оцінкою моди є результат вимірювання, який найчастіше зустрічається в даному ряді : .
Оцінка дисперсії або обчислюється наступним чином:
m2 є одночасно оцінкою центрального моменту розподілу другого порядку.
Відповідно оцінки центральних моментів розподілу третього m3 і четвертого m4 порядків вираховуються за формулами:
;
Оцінка середнього квадратичного відхилення результатів вимірювань визначається за формулою:
Оцінка S1 середнього квадратичного відхилення результатів спостережень визначається як , де коефіцієнт в залежності від числа ступенів вільності f=n-1=21 вибирається з таблиці 2.
Таблиця 2
Значення коефіцієнтів
квадратичного відхилення результату спостережень
f |
f |
f |
|||
|
1 |
1,253 |
10 |
1,025 |
19 |
1,013 |
2 |
1,128 |
11 |
1,023 |
20 |
1,013 |
3 |
1,085 |
12 |
1,021 |
25 |
1,010 |
4 |
1,064 |
13 |
1,019 |
30 |
1,008 |
5 |
1,051 |
14 |
1,018 |
35 |
1,007 |
6 |
1,042 |
15 |
1,017 |
40 |
1,006 |
7 |
1,036 |
16 |
1,016 |
45 |
1,005 |
8 |
1,032 |
17 |
1,015 |
50 |
1,004 |
9 |
1,028 |
18 |
1,014 |
60 |
1,004 |
=1,013
Оцінки характеристик асиметрії і ексцесу (гостро- чи плосковершинності) розподілу, які позначаються відповідно і , дорівнюють:
3.3. Перевіримо гіпотезу про те, що результати спостережень належать до нормального розподілу за допомогою складового критерію та методики Пірсона .
Складовий критерій згідно ГОСТ8.207-76 складається з двох критеріїв.
Критерій 1. Знайдемо зміщену оцінку середнього квадратичного відхилення
Рахуємо відношення :
Знайдемо квантілі розподілу, отримані з таблиці, залежно від n, q1/2, (1- q1/2), де q1 – наперед вибраний рівень значущості критерію1.
Значення квантілів розподілу d складового критерію перевірки гіпотези про належність результатів спостережень до нормального розподілу
n |
||||||||
|
1% |
5% |
95% |
99% | |||||
16 |
0,9137 |
0,8884 |
0,7236 |
0,6829 | ||||
21 |
0,9001 |
0,8768 |
0,7304 |
0,6950 | ||||
26 |
0,8901 |
0,8686 |
0,7360 |
0,7040 | ||||
31 |
0,8826 |
0,8625 |
0,7404 |
0,7110 | ||||
36 |
0,8769 |
0,8578 |
0,7440 |
0,7167 | ||||
41 |
0,8722 |
0,8540 |
0,7470 |
0,7216 | ||||
46 |
0,8682 |
0,8508 |
0,7496 |
0,7256 | ||||
51 |
0,8648 |
0,8481 |
0,7518 |
0,7291 | ||||
Результати групи спостережень вважаються розподіленими нормально, якщо , де - квантілі розподілу, отримані з таблиці 3, залежно від n.
Оскільки n=22, то ,тоді