Page 44 - 70

m
  . (2.26)
i
 i 1
Для кожної складової на основі аналізу причин виникнення і но-
рмативних даних, в тому числі метрологічних характеристик засобів
вимірювань, оцінюють границі    . По заданих границях  не-
i
i
i
обхідно оцінити границю  сумарної систематичної похибки:    .
При точних вимірюваннях багато систематичних похибок вик-
лючаються або проведенням відповідних експериментів, або введен-
ням поправок. Як правило, це легше зробити для змінних похибок, які
проявляються у сигналах (показах) засобів вимірювань. Складніше ви-
ключити постійні систематичні похибки: необхідно здійснити аналіз
даних про об'єкт дослідження, засоби і умови вимірювань як апріор-
них, так і отриманих в процесі експерименту (вимірювань). Це є одні-
єю із основних метрологічних задач при проведенні вимірювань. Спо-
соби їх вирішення визначають рівень метрологічної культури.
Після виконання цих операцій, як правило, залишаються не-
виключені систематичні похибки. Постійні систематичні похибки
можна розділити на строго і умовно постійні. Способи оцінки і су-
мування для них є різними. Для строго постійних складових засто-
совують чисто арифметичний спосіб сумування. Це означає, що
границя сумарної похибки  розраховується як сума границь m
a
складових:
m
 a   . (2.27)
i
 i 1
Для умовно постійних складових систематичних похибок за-
стосовують квазістатичні способи сумування.
На практиці нерідко буває відома додаткова інформація про
поведінку похибок. Зокрема відомо, що похибки змінюються нере-
гулярним чином, залишаючись в межах ± . Тоді при сумуванні
можна умовно розглядати похибки як випадкові величини, які ма-
ють рівномірний розподіл в заданих межах. Саме в такому розумін-
ні надалі слід розуміти допущення, що набір похибок  1 ,..., мо-
n
жна розглядати як вибірку із рівномірного розподілу на діапазоні
від – до + .

40