Page 46 - 70

λ
m
0 1 1 2 3 4 5 6 7
2
2 0,98 1,15 1,27 1,22 1,15 1,12 1,08 1,07 1,05
3 1,27 1,32 1,37 1,32 1,24 1,18 1,15 1,12 1,08
4 1,38 1,40 1,41 1,36 1,28 1,23 1,18 1,15 1,11

Параметр λ, який характеризує відношення систематичних
складових, приймається рівним найменшому із відношень границь
 2  і  m  m 1 , де        .
1
3
4
1
2
При малій кількості складових (т≤4) після знаходження грани-
ці  згідно з (2.28) необхідно порівняти її з арифметичною грани-
p
цею  (2.27) і прийняти за кінцеве значення границі менше значен-
a
ня. Необхідно відмітити, що для малої кількості складових границя
сумарної похибки θ є незначно більшою від довірчої границі  .
p
Після того, як окремо отримані границі випадкових і систе-
матичних похибок, важливим етапом є їх сумування, тобто розра-
хунок границі сумарної похибки. З цим пов'язане також поняття не-
значності однієї з складових (випадкової чи систематичної). Строге
вирішення цієї задачі є неможливим. Для одержання практичних
рекомендацій використовують певні моделі для похибок і рівні точ-
ності оцінки границь похибок. Звичайно вважають, що невизначе-
ність оцінки границь похибок («похибка похибки») не повинна бути
більшою 10...15 %.
Критерії порівняння випадкової і систематичної похибок ос-
новані на відношенні границі сумарної невиключеної систематич-
ної похибки  до СКВ випадкової похибки 
x
r   . (2.29)
x
Якщо r < 0,8; то нехтують систематичною похибкою і за гра-
ницю похибки результату  приймають довірчу границю випад-
p
кової складової  p  x . Якщо r > 8, то нехтують випадковою похи-

42