Dərslik kimi təsdiq edilmişdir. Baki 2012 2 uot 006



Yüklə 6,92 Mb.
Pdf görüntüsü
səhifə11/45
tarix05.05.2020
ölçüsü6,92 Mb.
#31078
növüDərs
1   ...   7   8   9   10   11   12   13   14   ...   45
Azf-295386


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); 

 

 

Şəkil 2.18. Müxtəlif növ siqnalların reallaşdırılması. 



      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

  

D



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. 



 

 





114 

 

2.10.3. Təsadüfi proseslərin dinamiki xətaları. 

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

t



m

t

x

t

x

x

=



  və 


)

(

)



(

)

(



2

2

t



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



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

 

momentlərində  yalnız 



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

 

və  𝐷



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

𝑥



(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

g



(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 

 

Həlli: Ölçmə vasitəsinin girişində spektral sıxlıq 

 

𝑆

𝑦



(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



 

 

2.11. Xətaların cəmlənməsi 



 

Yekunlaşdırıcı xətaların qiymətlərinin, onun tərkib hissələrinin 

məlum qiymətlərinə görə hesablama yolu ilə təyin edilməsi xətaların 

cəmlənməsi adlanır

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



s

  və

 

Σ



  -  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



= � 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



=



n



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

p

 

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 ∆

  



məlum olduqda, 𝜎

ö𝑣

2



=



3

   


ilə təyin olunur); 𝜎

𝑦𝑢𝑣


2

nəticənin  yuvarlaqlaşdırılması  xətasının  orta  kvadratik  sapması  ( 



ö

lçmə vasitəsinin  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



nin  ümumi  nəticəyə  təsiri,  𝜎



𝑖

-  nin 


qiyməti azaldıqca aşağı düşür. 

Əgər əsas və əlavə xətalar fərqləndirilirsə, onda yekunlaşdırıcı 

xəta (2.48) düsturu ilə təyin edilir. 

Misal 2.12. 

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



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

,

0



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

lçmə  vasitələrindən  asılı  olmayan  metodiki  xətalar 



(dola

yısı  ilə  ölçmə  xətaları;  ölçmə  vasitəsinin  obyektə  düzgün 

qoşulmaması  nəticəsində  ölçünün  ötürülməsi  xətası;  ölçmə 

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. 

 


125 

 


Yüklə 6,92 Mb.

Dostları ilə paylaş:
1   ...   7   8   9   10   11   12   13   14   ...   45




Verilənlər bazası müəlliflik hüququ ilə müdafiə olunur ©azkurs.org 2024
rəhbərliyinə müraciət

gir | qeydiyyatdan keç
    Ana səhifə


yükləyin