Page 164 - 70

l
2 2
 j     , (5.44)
 j
 j 1  j
l
2 2 1 2
     j , (5.45)
 j x j 3  j 1
2
де  — оцінка сумарної дисперсії результату середньої j-ої вибі-
 j
рки,  — границя складових невиключеної систематичної похиб-
j
ки результату j-ої вибірки.
Сумарне СКВ результату вимірювання в цьому випадку оці-
нюється так:
l
   1   2 . (5.46)
x
 j 1  j
Довірча границя сумарної похибки результату вимірювання в
цьому випадку буде такою:
 ( x)  t   x , (5.47)
p
p
де t p — квантиль розподілу Стюдента з f  n 0  1 ( n — наймен-
0
ше з n ) степенями свободи.
j
Слід відмітити, що звичайно не вимагається високої точності
визначення коефіцієнтів ваг  j , так як їх неточність мало впливає на
похибку результату .x Тому для спрощення обчислень можна при-
ймати значення коефіцієнтів ваг наближено. Строго постійні систе-
матичні похибки, однакові для всіх вибірок, не враховуються при ви-
значенні  . Якщо такі є і оцінюються границями  , то вони ари-
j
0
фметично сумуються з отриманою границею  p (x ) , тобто загальна
сумарна похибка результату вимірювання  p (x )  буде такою:

 ( x)   t p    . (5.48)
x
0
p
Розглянемо обєднання вибірок результатів спостережень,
розподіли яких відрізняються від нормальних. Передбачається, що
204