Dərslik kimi təsdiq edilmişdir. Baki 2012 2 uot 006
Yüklə 6,92 Mb. Pdf görüntüsü
|
- Bu səhifədəki naviqasiya:
- Həlli
- Korellyasiya funksiyası
- Təsadüfi funksiyaların təsadüfi xətalarının normalaşdırılmış avtokorellyasiya funksiyası, təsadüfi funksiyaların təsadüfi xətala
- 2.11. Xətaların cəmlənməsi
|
Misal 2.10. Ötürm ə funksiyası 𝑊(𝑃) = 1 𝑇𝑝+1
olan termo- q əbuledici (termocüt, termometr, müqavimət və s.) üçün 𝑥(𝑡) = 𝑐𝑜𝑛𝑠𝑡 olduqda, xətti və parabolik giriş siqnalında ∆ 𝑑 (𝑡) xətasını təyin edin. Həlli: Əvvəlcə əmsalları tapırıq:
𝐶 0 = 𝑊(𝑃) − 1| 𝑝=0 = 0;
1 = 𝑑[𝑊(𝑃) − 1] 𝑑𝑝 � 𝑝=0 = −𝜏;
113
𝐶 2 = 𝑑 2 [𝑊(𝑃) − 1] 𝑑𝑝 2
𝑝=0 = 𝜏(𝜏 − 1);
Onda 𝑥(𝑡) = 𝛼 = 𝑐𝑜𝑛𝑠𝑡 olduqda; ∆ 𝑑 (𝑡)
1 = 𝐶
𝑎 𝑎 = 0
Xətti giriş siqnalında
𝑥(𝑡) = 𝑏𝑡 + 𝑎, ∆ 𝑑 (𝑡) 2 = 𝐶
0 (𝑏𝑡 + 𝑎) + 𝐶 1𝑏 = −𝜏𝑏
Parabalik giriş siqnalında 𝑥(𝑡) = 𝑎 + 𝑏𝑡 + 𝑙𝑡 2
eməli,
∆ 𝑑 (𝑡)
3 = 𝐶
0 (𝑎 + 𝑏𝑡 + 𝑙𝑡 2 ) + 𝐶
1 (𝑏 + 2𝑙𝑡) + 𝐶 2 𝑙 = −𝜏(𝑏 + 2𝑏𝑡) + +𝜏(𝜏 − 1) ∙ 𝑙 = −2𝜏𝑙𝑡 − 𝜏 = −𝜏(2𝑙𝑡 + 𝑏 + 𝑙) + 𝜏 2 𝑙 Uyğun qrafiklər şəkil 2.18.- də göstərilmişdir. d d d 114
Adətən ölçmə çeviricisinin girişinə maneəli yararlı siqnal (küy- lü) verilir. Belə siqnal vaxtın təsadüfi funksiyasıdır. Deyilənlər ölçmə çeviricisinin çıxışında olan siqnala da aiddir. Dinamiki xətaya, determinləşdirilmiş xətanın və küylə şərtləndirilən təsadüfi dinamiki xətanın cəmi kimi baxmaq olar. Buna görə də belə təsadüfi dinamiki xətanın hesablanması, maneənin giriş siqnalının (küylü siqnalın) məlum statistik xarakteristikalarına görə təyin edilməsindən ibarətdir. Bun
un üçün təsadüfi funksiyaların riyazi nəzəriyyəsindən istifadə edilir.
Təsadüfi funksiyaların xarakteristikalarını paylanma qanunla- rının əvəzinə istifadə edirlər. Təsadüfi funksiyaların əsas xarakteristikaları kimi aşağıdakı- lar qəbul edilir: - riyazi gözl əmə 𝑚(𝑡) = 𝑀[𝑥(𝑡)];
-dispersiya 𝐷 𝑥 (𝑡) = 𝜎 𝑥 2 (𝑡) = 𝑀[𝑥(𝑡) − 𝑚 𝑥 (𝑡)];
- korrelyasiya funksiyası
= ) ( ) ( ) , ( 2 1 2 1 t x t x M t t K x . Burada ) ( ) ( ) ( 1 1
m t x t x x − = və
) ( ) ( ) ( 2 2
m t x t x x − =
mərkəzləşdirilmiş kəmiyyətlərdir. 2 1 t t = olduqda [ ] ) ( ) ( ) , ( 2 2 2 1 t t x M t t K x x σ = . Əgər
τ + = 1 2
t olarsa, onda )
) , ( 1 1 τ τ x x K t t K = + . Korellyasiya funksiyası, 𝑡 1 və 𝑡 1 + 𝜏 vaxt müddətlərində, bu funksiyanın qiymətləri arasında əlaqə ölçüsüdür. Bir t
əsadüfi prosesin iki müxtəlif vaxt müddətlərində (𝑡, 𝑡 ′ ) qiy mətlərinin arasında korellyasiya funksiyası avtokorellyasiya funk siyası adlanır. Ö lçülü korellyasiya funksiyasının yerinə, ölçüsüz normalaşdı- rılmış avtokorellyasiya funksiyasını daxil etmək olar. Bu halda nor- malaşdırılmış avtokorellyasiya funksiyasının modulu vahidi keç- məməlidir ° ° ° °
° °
115
𝑅 𝑥 (𝑡, 𝑡
′ ) =
𝐾 𝑥 (𝑡, 𝑡 ′ ) �𝐷 𝑥 (𝑡)𝐷
𝑥 (𝑡
′ ) = 𝐾 𝑥 (𝑡, 𝑡 ′ ) �𝐾 𝑥 (𝑡, 𝑡)𝐾
𝑥 (𝑡
′ , 𝑡
′ ) . (2.42) Dispersiyaya normalaşdırılmış avtokorellyasiya funksiyasını 𝑅(𝜏) = 𝐾(𝜏)
𝜎 𝑥 2 korellyasiya əmsalı adlandırırlar. Təsadüfi funksiyaların təsadüfi xətalarının normalaşdırılmış avtokorellyasiya funksiyası, təsadüfi funksiyaların təsadüfi xətala- rının analizində orta kvadratik sapma və inanma intervalı ilə eyni rol oynayır, yəni nəticənin xətasını xarakterizə edir. Əgər korellyasiya funksiyası 𝑡 və 𝑡 ′
arqu mentlərin fərqindən asılıdırsa, onda o, aşağıdakı kimi approk- sim ləşdirilir 𝐾 𝑥 (𝜏) = 𝐷 𝑥 𝑙 −𝛼|𝜏| . (2.43)
Burada
𝜏 = 𝑡 − 𝑡 ′ ; 𝛼-vahid vaxt müddətində təsir edən impulsların axınının sıxlığını (sayının orta qiymətini) xarakterizə edən sabit əmsaldır. Əgər korellyasiya intervalı 𝜏 olarsa, onda
𝛼 =
1 𝜏 0
𝛼-nı qiymətləndirmək üçün aşağıdakı üsuldan istifadə edirlər. Bir qayda olaraq, təsadüfi proseslərdə, eksperimentə qədər tez və yavaş dəyişən xətaları özlərinin 𝐷 𝑡
𝑦 disper
siyaları ilə f ərqləndirirlər 𝐷 𝑥 = 𝐷 𝑡 − 𝐷 𝑦 .
Bu bö
lgünü sərhəd tezliyinin 𝜔 𝑆
spektral əlamətinə görə yerinə yetirirlər. Adətən 𝜔 𝑆 = 0,05 𝐻𝑠 və 0,1 ≤ 𝐷 𝑦 𝐷 𝑡 ≤ 10 . 116
Onda, 𝛼 =
𝜔 𝑆 𝐷 𝑦 𝑡 𝑡 𝜋𝐷 𝑦 . Ö lçmə aparılarkən giriş siqnalının xassələri haqqında az şey məlum olur. Təsadüfi proseslərin korrelyasiya nəzəriyyəsinə görə he- sab edilir ki, giriş siqnalı stasionardır, onun riyazi gözləməsi sıfırdır. Çünki onun küy tərkib hissəsi sıfır xəttinin ətrafında dəyişir. Küyün gücün ün tezliyə görə paylanmasını qiymətləndirmək üçün
𝐾 𝑥 (𝜏) -dan daha əyani xarakteristika olan spektral sıxlıqdan 𝑆 (𝜔)
istifad ə edilir. Vaxtın sonluğunda (0,t) stasionar təsadüfi funksiyanın 𝑥(𝑡) spektral dağılmasında aşağıdakı qarşılıqlı əlaqə (Furye çevirilməsi) doğrudur:
𝑆
(𝜔) = 2 𝜋 � 𝐾 𝑥 (𝜏)𝑐𝑜𝑠𝜔𝜏𝑑𝜏 . ∞ 0
Bu halda ötürm ə funksiyası 𝑊(𝑗𝜔) olan ölçmə vasitəsinin giriş və çıxış spektral sıxlığının qarşılıqlı əlaqəsi
𝑆
(𝜔) = |𝑊(𝑗𝜔)| 2 𝑆 𝑥 (𝜔)
kimi ifadə olunur. Onda ö lçmə vasitəsinin dinamiki xətasını xarakterizə edən çıxışda küyün dispersiyası aşağıdakı kimi yazılır:
𝜎 𝑦 2 = 1 2𝜋 �
|𝑊(𝑗𝜔)| 2 𝑆 𝑥 (𝜔)𝑑𝜔 .
∞ −∞
Misal 2.11. Ötürm ə funksiyası 𝑊(𝑗𝜔) = 1 𝑗𝜔𝜏+1
olan ö lçmə
vasitəsinin girişinə spektral sıxlığı 𝑆 𝑥 ′ = (𝜔) = 4𝑎 𝑎2+𝜔 2
olan maneə daxil olur. Orta kvadratik sapma şəklində olan dinamiki xətanı tapın.
117
𝑆
(𝜔) = 4𝑎 (𝑎 2 + 𝜔
2 )(1 + 𝜔
2 𝜏 2 )
təşkil edir.
Onda 𝜎 𝑦 2 = 1 2𝜋 � 4𝑎 (𝑎 2 + 𝜔
2 )(1 + 𝜔
2 𝜏 2 ) +∞ −∞ 𝑑𝜔 = 2 1 + 𝑎𝜏
yaxud 𝜎 𝑑𝑖𝑛 = � 2 1+𝑎𝜏
Yekunlaşdırıcı xətaların qiymətlərinin, onun tərkib hissələrinin məlum qiymətlərinə görə hesablama yolu ilə təyin edilməsi xətaların
Cəmlənməni yerinə yetirərkən yaranan əsas problem, xətaların tərkib hissələrinə təsadüfi kəmiyyətlər kimi baxmaqdır. Ehtimal nə- zəriyyəsi nöqteyi nəzərindən, onlar özlərini paylanma qanunları ilə daha tam ifadə edə bilərlər. Onların birgə hərəkətlərini isə çox ölçülü paylanma ilə göstərmək olar. Lakin məsələnin belə qoyuluşu praktiki olaraq, onu nəinki onlarla tərkib xətaları üçün, heç bir necə tərkib xətası üçün də həll etməyə imkan vermir. Xətaların cəmlənməsinin qəbul edilə bilən ən optimal yolu tərkib xətalarının paylanmasının çox ölçülü funksiyasından imtina etməkdir. Bunun üçün tərkib xətalarının xarakteristikaları üçün ədədi qiymətlər (orta kvadratik sapma, eksses (normadan sapma) və s.) seçmək və onlardan istifadə etməklə yekunlaşdırıcı xətanın uyğun ədədi qiymətlərini almaq olar. Bunun üçün aşağıdakıları nəzərə almaq lazımdır: * ayrı-ayrı tərkib xətaları öz aralarında korrelyasiya oluna bilər;
118
* təsadüfi kəmiyyətləri cəmləyərkən, onların paylanma qanun- ları əhəmiyyətli dərəcədə deformasiyaya uğrayırlar, yəni cəmin qanununun forması, tərkib xətalarının paylanma qanunlarının formasından kəskin şəkildə fərqlənə bilər. Cəmləmə məsələsini daha asan həll etmək üçün ölçmə prosesi- ni elə təşkil etmək lazımdır ki, nəticənin xətası, ölçmə vasitəsinin hədd xətası şəklində olan sistematik xəta ilə təyin olunsun. Bunu təsadüfi xətaların çoxlu sayda ölçmələrlə minimallaşdırıl- ması ilə etmək mümkündür. Lakin bunu həmişə etmək mümkün de- yildir. Buna gö rə də ümumi halda hesablamalarda həm sistematik, həm də təsadüfi xətaların iştirak etməsini nəzərdə tutmaq lazımdır. Onda yekunlaşdırıcı müxtəlif xəta aşağıdakı cəmə bərabər olacaqdır
Σ Σ Σ ∆ + ∆ = ∆ S . (2.44)
Burada Σ ∆
və
∆ - sistematik və təsadüfi xətaların qruplaşdırılmış cəmidir. Belə cəmlənmənin mexanizmi şəkil 2.19.-da verilmişdir. Şəkildən görünür ki, sistematik xəta yalnız təsadüfi xətanın inanma interval qiymətləri Σ ∆
= t Σ σ Σ
ilə cəmlənə bilər. Burada Σ t və
Σ σ
uyğun olaraq Styudent əmsalı və cəmlənmiş təsadüfi xətanın orta kvadratik sapmasıdır. Ehtimal nəzəriyyəsinə görə təsadüfi xətaların cəmlənməsi, təsadüfi kəmiyyət kimi, müxtəlif cür, cəmlənmiş təsadüfi xətaların qarşılıqlı əlaqə dərəcəsindən asılı olaraq aparılır. Əgər i tərkib xətaları arasında qarşılıqlı əlaqə yoxdursa, yəni korrelyasiya əmsalı ρ=0 olarsa, onda həndəsi toplamadan istifadə edilir
𝜎 𝛴 = �𝜎
1 2 + 𝜎 2 2 + ⋯ + 𝜎 𝑛 2 = �� 𝜎 𝑖 2 𝑛 𝑛=1 . (2.45)
119
Əgər bu əlaqə varsa, onda 𝜌 ≈ ±1 hesab edilir və hesabi cəmləmədən istifadə olunur
𝜎
= � 𝜎 𝑖 2 𝑛 𝑛=1
(2.46)
O xətalar korrellyasiylaşdırılmış hesab edilir ki, onlar bir ümumi səbəbdən yaransın (temperaturun və şəbəkədəki gərginliyin dəyişməsi, titrəmələrin yaranması, maqnit sahələri və s.). Styudent əmsalı P=0,9 inanma ehtimalı səviyyəsində 𝑡 𝑝 ≅ 2-
yə bərabər götürülür. Əgər hər bir cəmlənmiş təsadüfi xəta i ∆ üçün inanma ehtimalı məlumdursa, onda
∑ = Σ ∆ = ∆
i i 1 2 ) ( . (2.47)
Yekunlaşdırılmış sistematik xətaları qiymətləndirərkən, onların hesabi cəmlənməsi, nəticələrin əhəmiyyətli dərəcədə artmasına səbəb olur. Çünki, bu xətalar maksimum qiymətlərlə və eyni bir işarə ilə nəzərə alınır. Aydındır ki, belə nəticələrin alınma ehtimalı çox aşağıdır. Sistematik xətaların məlum mənada təsadüfi səbəblərdən yarandığını nəzərə alaraq (2.45) düsturuna P inanma ehtimalından asılı olan K
düzəliş əmsalları daxil edilir yaxud = ∆ = ∆ ∑ ∑ = Σ = Σ n i si p s n i si p S K K 1 1 2 δ δ . (2.48) 120
Burada, K p
(2.10) düsturunda verilmiş qiymətlər sırasından seçilir. (2.48) düsturu sistematik x ətaları rondomizasiya etməklə, onları təsadüfi xətalara çevirir. Rondomizasiyasının mənası aşağıdakı kimidir. Məsələn: ölçmə vasitəsinin (ÖV) sistematik xətası nüsxədən nüsxəyə dəyişir. Bu növdən və sinifdən olan bütün ölçmə vasitələri sıxlıq funksiyası, orta kvadratik sapma, yaxud intervalla xarakterizə olunur və burada təyin olunmuş ehtimalla sistematik ∆ ö𝑣
xətası yerləşir. Buna görə də verilmiş ölçmə vasitəsi ilə işləyərkən hər bir konkret nüsxə üçün xəta haqqında məlumat olmadığından, bütün nüsxələr üçün xətaların paylanmasından istifadə edilir, faktiki olaraq sistematik xətanı təsadüfi xəta kimi nəzərə alırlar. Bu xətanın qiyməti və işarəsi haqqında məlumat olmadığı hallarda nəticələri hesablayarkən, onların yuvarlaqlaşdırılmasına da aiddir.
Məsələn: əgər sistematik xəta üç tərkib xətası ilə: ölçmə vasitəsinin, metodun və nəticənin yuvarlaqlaşdırılması xətaları ilə təyin olunursa, yaza bilərik:
𝜎 𝑠𝛴 = �𝜎
ö𝑣 2 + 𝜎 𝑚 2 + 𝜎 𝑦𝑢𝑣 2
Burada
𝜎 ö𝑣 2 - ö lçmə vasitəsinin xətasının orta kvadratik sapması (hədd xətası ∆ ℎ
məlum olduqda, 𝜎 ö𝑣 2 = ∆ ℎ 3
ilə təyin olunur); 𝜎 𝑦𝑢𝑣
2 - nəticənin yuvarlaqlaşdırılması xətasının orta kvadratik sapması ( ö lçmə vasitəsinin C bölgü qiyməti məlum olduqda); 𝜎 𝑦𝑢𝑣 = 𝐶√12; 𝜎 𝑚 2 - ö lçmə metodiki xətanın orta kvadratik sapmasıdır. Praktiki olaraq bütün 𝜎 𝑖 ≺ 0,3𝜎 𝑚𝑎𝑥
( 𝜎 𝑚𝑎𝑥 - təsir edənlərin ən böyük qiymətidir) atılır. Bu onunla izah olunur ki, xətaların həndəsi toplanmasına (2.45) görə 𝜎 𝑖 -
𝑖 - nin
qiyməti azaldıqca aşağı düşür. Əgər əsas və əlavə xətalar fərqləndirilirsə, onda yekunlaşdırıcı xəta (2.48) düsturu ilə təyin edilir.
Quruluşun elektrik parametrlərini ölçərkən müəyyənləşdirilmişdir ki, nəticənin ümumi xətası dörd xətadan: -
121
yəni ölçmə vasitəsinin əsas xətasından 𝛿 ö𝑣 = ±1% və üç əlavə xətadan: mənbənin qidalandırma gərginliyinin dəyişməsindən ( 𝛿 𝑚ə𝑛 = ±0,5%)temperatur rejiminin dəyişməsindən 𝛿 𝑡 ± 0,45%) v ə elektrik sahəsinin təsirindən 𝛿 𝑢 ± 1%) yaranan xətalardan yaranır. Ö lçmənin ümumi xətasını qiymətləndirməli. Həlli: P=0,9 qəbul edərək (2.48) düsturundan alarıq:
𝛿 𝛴 = 0,95 �1 2 + 0,5
2 + 0,45
2 + 1
2 = 1,49 ≈ 1,5%.
Yekunlaşdırıcı xətaların hesablama yolu ilə toplanmasının praktiki qaydaları aşağıdakılardır: 1.
Orta kvadratik sapmaların cəmlənmiş qiymətlərini təyin et- mək üçün müxtəlif tərkib xətalarının korrelyasiya əlaqələrini nəzərə almaq lazımdır. Bununla əlaqədər olaraq daha dəqiq hesabatlar aparmaq üçün ilkin yekun məlumatlar kimi toplanmış xətaların qiymətləri deyil, bütün ayrı-ayrı xətaların qiymətləri götürülməlidir. 2.
Hər bir xəta üçün orta kvadratik sapma tapılmalıdır. Bunun üçün xətanın paylanması qanunun növünü bilmək və yaxud təxmini müəyyən etmək vacibdir. 3.
Bütün cəmlənən xətalar additiv və multiplikativ xətalara ayrılır və ayrılıqda cəmlənirlər. 4. Əksər hallarda korrelyasiya əmsallarının dəqiq qiymətlərni tap maq mümkün olmadığından, bütün xətalar şərti olaraq aşağıdakı kimi bö lünməlidirlər: 1 7 , 0 ≤ ≤ ρ -
də güclü korrelyasiya olunmuş xətalar üçün korrellasiya əmsalının işarəsindən asılı olaraq 1 ±
ρ götürülür; 7 ,
0 ≤ ≤ ρ -
də sərf korrelyasiya olunmuş xətalar üçün 0 = ρ
götürülür. 5. Cəmlənmiş xətalardan, öz aralarında güclü korrelyasiya olunmuş xətalar ayrılır və bu qruplar daxilində onların qiymətlərinin cəbri toplanması həyata keçilir. 6. Güclü korrellyasiy a olunmuş xətaların qruplarının cəm- lənməsindən sonra, qruplara görə cəmlənmiş və qruplardan kənarda
122
qalmış xətalar korrelyasiya olunmamış hesab edilir və onları həndəsi cəmləmə qaydalarına görə toplayırlar. Ö lçülən kəmiyyətin başlanğıc vəziyyətində cəmlənmiş xətanın orta kvadratik sapmasını müəyyən etmək üçün yalnız additiv xətaları toplayırlar. Ölçülən kəmiyyətin dəyişmə diapozonunun sonunda xətanın orta kvadratik sapmasını təyin etmək üçün isə yuxarıda cəmlənmiş bütün xətaları toplamaq lazımdır. 7. O rta kvadratik sapmadan inanma qiymətinə keçid üçün yekunlaşdırıcı xətanın paylanma qanunu haqqında mülahizə yürüdülməlidir və buna görə də kvantil vurğunun qiyməti təyin edilməlidir. Dinamiki xətalar əlavə xətalardır, adətən onlar digər xətalarla cəmlənmirlər. Sadəcə tezliyin uyğun işçi diapozonunu göstərməklə kəmiyyətin hədlərinin tezlik diapozonunu məhdudlaşdırırlar. Yuxarıda göstərilənlər ölçmə prosesinin yerinə yetirilməsi zamanı bəzən praktiki məsləhətlərin verilməsinə imkan verir. 1. Hesablamanın bütün hallarında hesab edilir ki, ölçmə xətasının mütləq qiyməti, ölçülən kəmiyyətin qiymətindən əhəmiyyətli dərəcədə azdır. 2. Təsadüfi xətaları cəmləyərkən korrelyasiya əmsalının 0- dan 1- ə qədər olan aralıq qiyməti praktiki olaraq nəzərə alınmır. Ya 7 ,
≥ ρ
olduqda sərt əlaqəni, ya da 7 , 0 ρ - də onun tam yoxluğunu qəbul edirlər. 3. Təsadüfi xətalar aşağıdakı aksiomalarla xarakterizə edilirlər: a) kəmiyyətcə kiçik olan təsadüfi xətalara, kəmiyyətcə böyük xətalardan daha çox rast gəlinir: b) qiy
mətcə bərabər olan müsbət və mənfi xətalara eyni dərəcədə tez-tez rast gəlinir: c) məhsulların hazırlanmasının hər bir metodu üçün elə bir hədd vardır ki, ondan sonra xətalara faktiki olaraq rast gəlinmir. 4. Riyazi modelin real ö lçmə obyektinə uyğun olmaması xətası verilmiş xətanın 10% -indən artıq olmamalıdır. Çünki nəticənin xətası, ən böyük qiymətə malik xəta max
∆
ilə müəy- yənləşdirilir. Başqa xətaların azaldılmasına çalışmaq isə heç bir əhəmiyyət kəsb etmir. İlk növbədə max ∆
- un azaldılmasına çalışmaq 123
lazımdır. Məsələn: dolayısı ilə ölçmənin xətası bir qayda olaraq ö lçmə vasitələrinin xətasından 3-4 dəfə çoxdur. Belə şəraitdə ölçmə vasitələrinin metroloji xarakteristikalarının yaxşılaşdırılması yekun xətanı hiss ediləcək dərəcədə azaltmır. 5. Ö lçülən parametrin ölçmə dövründə qeyri-stabilliyi, verilmiş ö lçmə xətasının 10%-ni keçməməlidir. Yəni ölçməyə ciddi şəkildə baxdıqda yalnız daimi kəmiyyətləri ölçmək lazımdır. Əgər söhbət dəyişən kəmiyyətlərin ölçülməsindən gedirsə, onda bu kəmiyyətlərin sabit parametrlərinin ölçülməsini ya da ki, qeyd edilmiş vaxt müddətindəki ölçməni başa düşmək lazımdır. 6. Paylanma qanunlarının deformasiyasının təsirini aradan qaldırmaq üçün xətaları orta kvadratik sapmalar vasitəsi ilə cəmləməyə üstünlük vermək lazımdır. 7. Ədədi materialların emalının dəqiqliyi, ölçmənin dəqiqliyi ilə uzlaşdırılmalıdır. Çoxlu sayda onluq işarələri ilə hesablama, dəqiqliyinin artması haqqında doğru olmayan təsəvvür yaradır və artıq vaxt itkisi tələb edir. Nəticəni yuvarlaqlaşdırmaq üçün riyazi qaydalardan is tifadə edilir. Hesablama nəticəsində alınan xəta, ö lçmənin yekun xətasından dəfələrlə ( 10 dəfə) az olmalıdır. 8. Ö lçmə şəraitindən, obyektin xassələrindən, tərtibatlar-dan, məlumatın emal edilməsi alqoritmindən asılı olaraq eyni parametrin eyni bir ö lçmə vasitəsinin köməyi ilə ölçülməsindən asılı olmayaraq ö lçmə xətaları müxtəlif ola bilər. Bütövlükdə texniki ölçmənin xətaları, alət və metodiki xətalarla təyin edilir. Müxtəlif növ ölçmələr üçün metodiki xəta 5%-dən 80%-ə qədər dəyişir. Dinamik ö lçmələrdə bu səpələnmə daha böyükdür. 9. Bütün nö v xətaları iki qrupa ayırmaq məqsədəuyğun-dur: I. Ö
(dola yısı ilə ölçmə xətaları; ölçmə vasitəsinin obyektə düzgün qoşulmaması nəticəsində ölçünün ötürülməsi xətası; ölçmə nö qtələrinin sayının məhdud olması nəticəsində yaranan xətalar, məsələn: sahələrin ölçülməsində yaranan xətalar; hesablama əhəmiy- yətlərinin xətası). II. Ö lçmə vasitələri ilə əlaqadar olan alət xətaları (ölçmə vasitələrinin özlərinin xətaları; ölçmə vasitəsinin obyektlə qarşılıqlı 124
əlaqəsi xətaları; ölçmə vasitəsinin imkanlarının məhdudluğu xətaları). Ö lçməni apararkən bir qayda olaraq yalnız ölçmə vasitəsinin xətaları məlum olur. Ona görə də xətaların qruplara ayrılması aşağı- dakıları yerinə yetirməyə imkan verir: I qrupdan əsas metodiki xətalarla ayırmaqla, seçilmiş metodun potensial imkanlarını qiymətləndirmək; I və II qruplara görə məhdudlaşdırıcı faktorları müəyyən etmək və vacib olduqda ölçmənin dəqiqliyini artırmaq, metodikanı təkmilləşdirmək, yaxud daha dəqiq ölçmə vasitəsini seçmək haqqın- da qərar qəbul etmək; Xətaların hansı hissəsinin müəyyən vaxtdan sonra və xarici faktorların dəyişməsindən arta biləcəyini qiymətləndirmək, yəni xətaların hansı hissəsinin hansı vaxtda attestasiya tələb edəcəyini qiymətləndirmək; Ö lçmənin metodikalarını tam işləyənə qədər alət xətalarını hesablamaq; I və II qruplara görə bütün xətaları qiymətləndirmək, sonra isə onları yuxarıda göstərilən qaydalara görə toplamaq.
|