Page 30 - 6118

підставі загальної методики знаходження стандартної неви-
значеності як у разі опосередкованого вимірювання (3.2) та-
ким чином:

2
2
u CA y x u a 0 u a 1 x 2 2r u a u a 1 , x (4.6)
0
a
A
A
A
A
0 1 a
2
де r a 0 1 a x x – коефіцієнт кореляції між коефіцієнтами а0 і
а1, умова нехтування яким визначається нерівністю (3.4).
Слід відмітити, що при отриманні виразу (4.6) з урахуван-
ням (3.2) ∂y(x)/∂a 0=1 ∂y(x)/∂a 1=x кількість коефіцієнтів функції
m=2.
На основі комбінованої стандартної невизначеності
u c(у(х)) розширену невизначеність u P(у(х)) очікуваних значень
функції у(х) можна знайти за стандартним виразом
U p y x k u CA y x , (4.7)
p
де kp – фактор покриття, значення якого залежить від рівня
довіри P та закону розподілу результатів вимірювань функ-
ції.
Фактор покриття для знаходження розширеної невизначе-
ності вибирають за таблицею Стьюдента k =t (ν) для ν=n–2
p
p
кількості ступенів свободи.
До неполіноміальних монотонних залежностей відносять-
ся такі у(х)=f(х), в яких із зміною аргумента х функція у(х) або
монотонно зростає, або монотонно спадає і ці залежності не
описуються поліноміальними ортогональними многочленами.
Найбільш широко розповсюдженими не поліноміальними
монотонними залежностями є такі: показникова, степенева,
логарифмічна, гіперболічна, дробово-лінійна першого виду,
дробово-лінійна другого виду (табл. 4.1).
Методика оптимального вибору кожної із вказаних залеж-
ностей на основі результатів спостережень у i(х i) і х i спостере-
жень розглянута в [2].
З метою визначення коефіцієнтів a 0 і a 1 цих залежностей
необхідно попередньо кожну із них перетворити у лінеаризо-
вану залежність здійснюючи відповідні заміни (табл. 4.1).
Коефіцієнти вказаних вище лінеаризованих залежностей
A 0 чи a 0 і a 1 розраховують згідно (4.2), а їх стандартні неви-

29