15491

МЕТРОЛОГІЧНИЙ АНАЛІЗ ІНФОРМАЦІЙНО-ВИМІРЮВАЛЬНИХ КАНАЛІВ

Лекция

Коммуникация, связь, радиоэлектроника и цифровые приборы

МЕТРОЛОГІЧНИЙ АНАЛІЗ ІНФОРМАЦІЙНО-ВИМІРЮВАЛЬНИХ КАНАЛІВ ІВК є орієнтовані на конкретний об’єкт тому при вирішенні завдань метрологічного аналізу необхідно розглядати і ІВК і об’єкт в сукупності тому що ІВК сприймає і вимірює фізичні параметри полів пов’язаних з

Украинкский

2013-06-13

90.5 KB

16 чел.

МЕТРОЛОГІЧНИЙ АНАЛІЗ ІНФОРМАЦІЙНО-ВИМІРЮВАЛЬНИХ КАНАЛІВ

ІВК є орієнтовані на конкретний об’єкт, тому при вирішенні завдань метрологічного аналізу необхідно розглядати і ІВК і об’єкт в сукупності тому, що ІВК сприймає і вимірює фізичні параметри полів, пов’язаних з об’єктом. Як правило, зростає роль вирішення зворотніх задач при оцінці параметрів об’єкта.

При розробці вимірювальних каналів необхідно враховувати похибки всіх його складових.

У склад ІВК входять: датчики, перетворювачі (АЦП), пристрій обробки і відображення інформації, наприклад, (Реміконт Р-130).

Найбільшу похибку у вимірювальний канал вносить первинний вимірювальний перетворювач, тому основна похибка ІВК буде визначатися в основному похибками датчиків.

Похибки складових вимірювальних каналів:

  1.   похибка контролера к=0,3%;
  2.  похибка блоку шлюзу ш=0,05%;
  3.  похибка ПЕОМ пеом=10-6%;
  4.  похибка термоперетворювача опору t=0,5%;
  5.  похибка вимірювального перетворювача рівня l= 0,5%;
  6.  похибка давача тиску p=0,5%;
  7.  похибка блоку перетворення сигналів (БПС24) для датчика тиску БПС=0,5%.

Наведемо приклад розрахунку результуючої похибки системи контролю з довільним значенням довірчої ймовірності за допомогою ентропійного коефіцієнта.

Перевагою такого методу розрахунку результуючих похибок вимірювальних каналів є те, що він дає уявлення про закон розподілу цих похибок і дозволяє визначити оцінку довірчої ймовірності, а відповідно і інтервал невизначеності.

Розрахунок похибки каналу для вимірювання температури.

Канал для вимірювання температури складається з трьох наступних вузлів – давача температури (термоперетворювача опору), контролера і ПЕОМ. При розрахунку результуючої похибки каналу перш за все кожній із складових похибки слід приписати відповідний закон розподілу, знайти середньоквадратичне відхилення (СКВ) і розділити похибки на адитивні і мультиплікативні.

 Похибка термоперетворювача опору нормована по паспорту максимальним значенням t = 0,5%. Для того, щоб від цього значення перейти до СКВ, необхідно знати вид закону розподілу похибки.

Похибка термоперетворювача опору є мультиплікативною і розподіленою за нормальним законом. Задаємо значення ймовірності рівне 0,98 і по таблиці нормального розподілу знаходимо, що ймовірності Р = 0,98 відповідають границі в 2,3. Звідси шукане t = 0,5/2,3 = 0,218%, а параметри закону розподілу (табл. 7.1) k = 2,066 = 3 = 0,577

Рисунок 7 .1 – Нормальний закон розподілу похибки термоперетворювача опору

Таблиця 7 .1 – Параметри розподілів

п/п

Клас розподілу

m/

k

1

Нормаль-ний

3

0,577

2,066

2

Рівномір-ний

3 1,73

1,8

0,745

1,73

3

Трапецеї-дальний

4,15 2,04

1,9

0,745

1,83

4

4,8 2,19

2,016

0,745

1,94

5

5,2 2,32

2,184

0,745

2,00

6

Трикут-ний

6 2,44

2,4

0,645

2,02

7

Арксину-соїдаль-ний

2 1,41

1,5

0,816

1,11

8

4/ 5,2 1,79

1,72

0,752

1,76

9

2

2,25

0,667

1,88

Похибка контролера вказується в паспорті приладу і зумовлена в основному похибкою аналогово-цифрового перетворення. Дана похибка складає К = 0,3%, є адитивною і розподілена по рівномірному закону розподілу. Тому К = 0,3% можна вважати половиною ширини цього рівномірного розподілу і визначити СКВ як К = К/3 = 0,3/3 = 0,173%. Для рівномірного розподілу k = 1,73 = 1,8 і = 0,745.

Рисунок 7.2 – Рівномірний закон розподілу похибки контролера

Похибка шлюзу Ш – 0,05% є адитивною і розподілена за трикутним законом розподілу, оскільки не залежить від величини вимірюваного сигналу. Середнє квадратичне відхилення для трикутного розподілу = max/6, тому Ш = Ш/6 = 0,05/6 = 0,02%. Параметри трикутного розподілу (Сімпсона): k =2,02 = 2,4 = 0,65.

Рисунок 7.3 – Трикутний закон розподілу похибки шлюза.

Похибка ПЕОМ, як і похибка контролера (ПЕОМ), є адитивною, а закон розподілу будемо вважати рівномірним з шириною 10-6%. Тоді СКВ цієї похибки ПЕОМ = ПЕОМ/3 = 10-6/3 = 5,7810-6%. Параметри рівномірного розподілу: k = 1,73 = 1,8 і = 0,745.

Отже, визначено всі складові похибки (адитивні і мультиплікативні), їх закони розподілу, обчислено СКВ. Цей результат для наглядності представлений на рис.2.1 – 2.4, де буквами А і М відмічені відповідно адитивні і мультиплікативні складові похибки.

Рисунок 7.4 – Рівномірний закон розподілу похибки ПЕОМ

Сумування похибок. Визначення похибки в функції від зміни значення самої вимірюваної величини проводиться шляхом розподілу всіх складових похибки, які сумуються на адитивні і мультиплікативні. Далі отримуємо суму адитивних складових, яка дає значення адитивної частини результуючої похибки, а сума мультиплікативних складових – мультиплікативну складову.

Для усунення впливу деформації форми законів розподілу при сумуванні похибки всі складові, що сумуються, представляються своїми СКВ. У результаті сумування СКВ вихідних складових отримують СКВ, відповідно адитивної і мультиплікативної складових результуючої похибки.

Розрахунок результуючої похибки зводиться до обчислення похибки, яка включає в себе всі складові.

Вибір методу сумування (додавати алгебраїчно чи геометрично) залежить від того, чи є корельованими або незалежними похибки, які ми сумуємо. Доцільно одразу виділити корельовані похибки і виконати їх алгебраїчне сумування. Корельованими називають ті похибки, які викликані однією і тією ж спільною причиною, а тому мають однакову форму закону розподілу, яка залишається тією самою і для їх алгебраїчної суми.

Для алгебраїчного сумування корельованих похибок необхідно встановити їх знак. Після врахування кореляційних зв’язків всі отримані похибки можна сумувати як незалежні.

У вимірювальному каналі температури похибок, які б мали кореляційний зв’язок не має, тому результуючу похибку слід розраховувати як сумування під коренем квадратів всіх складових.

Похибка даного каналу включає в себе чотири складові: t=0,218%, К = 0,173%, Ш = 0,02%, ПЕОМ = 5,7810-6%. Проте Ш в 11 раз, а ПЕОМ – в 3,8104 рази менша ніж t. Оскільки сумування під коренем буде приводитися над квадратами цих величин, то їх вклад в результат буде відповідно в 112 = 121 і (3,8104)2 = 14,44108 рази менше. Звідси видно, що цими похибками можна знехтувати і виключити їх із подальшого розгляду (відповідно до правила знехтування малими складовими при сумуванні похибок).

Отже, СКВ похибки вимірювального каналу температури визначається:

Т = (t2 + К2)1/2 = (0,2182 + 0,1732)1/2 = 0,278 0,3%.

Одна з просумованих складових (t) похибки розподілена нормально, а інша  (К) – рівномірно. Для визначення ексцеса і ентропійного коефіцієнта результуючого розподілу необхідно розрахувати вагу дисперсії рівномірної складової із сумованих в загальній дисперсії:

р = К2 / (t2 + К2) =  К2 / Т2 = 0,1732 / 0,32 = 0,33

Ексцес даного розподілу буде визначатись як:

 Т = Кр2 + 6р (1 - р) + t (1 - р2) =

= 1,80,332 + 60,33(1 - 0,33) + 3(1 - 0,332) =  4,19,

а контрексцес

Т = 1/Т = 1/(4,19)1/2 = 0,5

Ентропійний коефіцієнт композиції нормального і рівномірного розподілу визначається за кривою 5 (рисунок 7.5, б) при р=0,33: kТ = 2,066. Отримати ентропійний коефіцієнт можна також аналітичним способом по наближеній формулі, яка апроксимує дану криву:

k = kН – р1,4(5,7 - k) 0,14 + 0,4(kНk)2,

де р – вага складової з ентропійним коефіцієнтом k, kН – ентропійний коефіцієнт нормального розподілу (kН = 2,066).

Отже, відповідно до даної формули значення kТ складатиме:

   kТ = 2,066 - 0,331,4(5,7 - 1,8) (0,14 + 0,4(2,066 - 1,8)2) = 2,0656 2,066

Отримане аналітичне значення повністю співпадає зі значенням, отриманим за допомогою графічних даних (крива 5, рис.7.5, б). Значення kТ = 2,066 відповідає нормальному закону розподілу, отже результатом сумування нормального і ріномірного розподілу в нашому випадку буде значення похибки, розподілене за нормальним законом.

а) крива 1 – відповідає сумуванню двох складових розподілених нормально;

2 – рівномірна з нормальною; 3 – дві складові розподілені рівномірно;

4 – арксинусоїдальна і рівномірна; 5 – два арксинусоїдальних розподіла;

б) криві 1 – 3 відповідають сумуванню рівномірного, трикутного і нормального розподілу з дискретним двохзначним розподілом; 4 – 6 – сумування нормального розподілу відповідно з арксинусоїдальним, рівномірним і експоненціальним.

Рисунок 7.5 – Графіки залежності ентропійного коефіцієнта k від співвідношення сумованих складових і їх ентропійних коефіцієнтів

Звідси ентропійне значення похибки вимірювального каналу температури:

 Т = kТ Т = 2,0660,3 = 0,619 0,62 %.

При необхідності представити отриману ентропійну оцінку похибки можна в формі довірчої похибки. Довірча ймовірність розраховується за наступним співвідношенням:

Рд = 0,899 + 0,1818/  0,899 + 2/5,5.

Проте слід зауважити, що внаслідок неточності оцінки СКВ, яке ми використовуємо – або ентропійного коефіцієнта k і оцінка Рд довірчої ймовірності буде також мати відповідний інтервал невизначеності. Тому отримане значення Рд необхідно закругляти і виражати не більше ніж двома знаками (тобто в межах від 0,90 до 0,99 навіть в тому випадку, якщо за формулою воно дорівнюватиме, наприклад, Рд =1,02).

У результаті цього отримаємо Рд = 0,899 + 0,1818/4,19 = 0,95, тобто Т = 0,62% відповідає 0,95.

Аналогічно проводиться розрахунок похибки каналу для вимірювання рівня у ємності, тиску і результуючої похибки системи контролю, що складається із згаданих вимірних каналів.

Підхід до здійснення метрологічного аналізу з використанням ентропійного коефіцієнта дає можливість, по-перше, не встановлювати довільним рішенням значення ймовірності, по-друге, прийняття інтервалу величини довіри, а також визначити точність вимірювання за концепцією невизначеності вимірювань, оскільки ентропійний коефіцієнт, який використовується при розрахунках стандартної невизначеності кожної складової сумарної невизначеності, яка розраховується за типом В (коли відсутні результати багаторазових спостережень, що дають можливість визначити вплив даної складової).


-0,5

0

0,5   %

k = 2,066

t = 0,218%

М

-0,3

0,3           %

k = 1,73

К = 0,173%

А

0

-0,05

0,05           %

k = 2,02

Ш = 0,02%

А

0

-0,3

0,3           %

k = 1,73

К = 0,173%

А


 

А также другие работы, которые могут Вас заинтересовать

16813. Применение СВЧ печей для разложения золотосодержащих проб 63 KB
  УДК 622.765.063 Применение СВЧ печей для разложения золотосодержащих пробХайдарова З.Р. магистрант НГГИ; Музафаров А.М. начальник бюро ЦНИЛ НГМК Методов обогащения золотосодержащих проб применяемых в промышленности очень много и они разнообразны. В последнее время с появ
16814. Пробирный анализ: от древнего мира до наших дней. Обзор 137 KB
  Пробирный анализ: от древнего мира до наших дней. Обзор Т.И.Маякова к.х.н. рекламномаркетинговый отдел ОАО Иргиредмет Золотодобыча №97 Декабрь 2007 Первые зачатки пробирного анализа относятся к истории древнего мира. Уже несколько тысяч лет назад был известен проц...
16815. Проблемы классификации запасов и стандартизации запасов золота 56 KB
  Проблемы классификации запасов и стандартизации запасов золота Проблемы классификации запасов и стандартизации их разных типов в последнее время весьма актуальны для российских золотодобывающих компаний. Ведь правильная т.е. наиболее понятная инвестору классифик...
16816. Революция в геологии золота 42.5 KB
  Революция в геологии золота М.М. Константинов ПРИ слове революция мы поеживаемся уж слишком неоднозначными бывают иногда результаты. Между тем революции происходят непрерывно: и в науке и в технологиях и в духовном мире. С легкой руки академика А.Е.Ферсмана средн...
16817. Россыпные месторождения золота в Западной Якутии 148.5 KB
  Россыпные месторождения золота в Западной Якутии Округин Александр Витальевичдоктор геолого-минералогических наук ведущий научный сотрудник Института геологии алмаза и благородных металлов СО РАН ИГАБМ. Промышленная добыча золота в Якутии началась в 1923 г. с откр
16818. Современное состояние золотодобычи в России и потенциальные возможности юга Дальнего Востока по наращиванию минерально 54.5 KB
  Современное состояние золотодобычи в России и потенциальные возможности юга Дальнего Востока по наращиванию минеральносырьевой базы благородных металлов В последние годы в РФ под влиянием большого числа негативных факторов происходит сокращение производства золот
16819. СОВРЕМЕННЫЕ МОДУЛЬНЫЕ ЗОЛОТОИЗВЛЕКАТЕЛЬНЫЕ ФАБРИКИ 93 KB
  СОВРЕМЕННЫЕ МОДУЛЬНЫЕ ЗОЛОТОИЗВЛЕКАТЕЛЬНЫЕ ФАБРИКИ Романченко А.А. Научноисследовательский и проектный институт ТОМС Сенченко А.Е. Научноисследовательский и проектный институт ТОМС ООО НИиПИ ТОМС с 1995 года занимается научноисследовательскими работам...
16820. Структуры экранирования вулканогенных золоторудных месторождений 82.5 KB
  УДК 553 Структуры экранирования вулканогенных золоторудных месторожденийСулейманов М.О. старший научный сотрудник сектора благородных металлов Восточного Узбекистана ИМР ГОСКОМГЕО РУз; Поморцев В.В. главный геолог ОАО €œШаркий Курама€ ГОСКОМГЕО РУз; Прутик Е.В. техн
16821. Технологии добычи золота 52 KB
  Технологии добычи золота. В настоящее время золото добывают главным образом из руд причем не только золотых но и таких в которых основными полезными ископаемыми являются другие цветные металлы в частности медь цинк серебро свинец. В этом случае золото рассматривает...