Page 140 - 70

чу границю сумарної систематичної похибки результату однократ-
ного вимірювання розраховують так:

m c
 ( P)  k p   2 ( P ) K , (5.5)
j
j
j
 j 1
де  j (P j ) – довірча границя j-ої невиключеної систематичної
складової, яка відповідає довірчій ймовірності P j ; К j – коефіцієнт,

який відповідає ймовірності P згідно табл. 2.1.
j
Розглянутий спосіб визначення невиключених похибок рег-
ламентований методичними вказівками МИ 1552-86 "ГСИ. Измере-
ния прямые однократные. Оценивание погрешностей результатов
измерений". Він оснований на такій моделі ймовірності, за допомо-
гою якої можна отримати більш реальну оцінку сумарної похибки
однократного прямого вимірювання, ніж оцінку цієї похибки, яку
отримують при арифметичному сумуванні границь складових. Од-
нак, незважаючи на те, що вказаний спосіб рекомендується МИ
1552-86 як єдиний, виключати арифметичне сумування не треба.
При малій кількості складових невиключеної систематичної похиб-
ки (m 4) арифметична сума  є більшою від оцінки (P ) , отри-
a
маної за допомогою формул (5.4) чи (5.5) не більше ніж на 30%, що
в багатьох практичних випадках є повністю допустимим. При цьому
слід мати на увазі, що границя, яка отримана арифметичним суму-
ванням, є достовірною, тобто відповідає P =1. Якщо границі для
складових є точними, то вказана арифметично визначена сумарна
похибка представляє собою точну верхню границю для систематич-
ної похибки результату однократного прямого вимірювання. В лю-
бому випадку слід порівнювати між собою дві оцінки: (P ) та  .
a
Випадкові складові похибки, які задані своїми номінальними
(вказаними в документації) СКВ  x i сумують квадратично, тобто

m в
 x    2 , (5.6)
x
 i 1 i
180