Page 229 - 70

Відносні похибки вхідних параметрів, які є випадковими ве-
личинами, також мають свій розподіл. Позначимо параметри розпо-
ділу відносної похибки вхідної величини таким чином:
M [ x / x ] E ( x / ) x
a  — коефіцієнт відносної асиметрії від-
x
K ( x / ) x
носної похибки, K ( x / ) x — половина поля допуску, ( xE  / ) x
— координата середини поля допуску, M [ x / ] x — математичне
сподівання відносної похибки вхідного параметра.
Тоді математичне сподівання відносної похибки вхідного па-
раметра буде таким:
M [ x / ] x  E ( x / x ) a x K ( x / , ) x (6.27)

а вираз для математичного сподівання відносної похибки вихідного
параметра буде таким:
  n    x    x  
K
M     A i  E i   x  i   . (6.28)



 y  i1   x i   x i  


Щоб оцінити дисперсію відносної похибки, можна викори-
стати таку формулу:
i
2    n 2 2   x  2   x 
i
       A i K    .  (6.29)
 y  x   x 
  i1  i   i 

6.4. Розрахунок похибок засобів вимірювань на основі їх
структурних схем

У розглянутому вище диференціальному методі розрахункова
формула для похибки за формою була диференціалом функції вихід-
ного параметра. Диференціювання необхідно здійснювати за всіма
вхідними параметрами (аргументами), які мають похибку. Якщо
вхідними параметрами функціональної залежності вихідного параме-
тра вважати тільки структурні елементи, то розрахунок можна спрос-
тити. Для цього кожен засіб вимірювання вважають одним структур-
ним елементом і розглядають тільки його структурну схему.

269