Математические модели погрешности средства измерения. Информационная коррекция погрешностей измерений

Структурная схема измерительного устройства обычно представляется соединением звеньев, каждое из которых отражает математическую модель отдельного элемента или части ИУ.

Звено на структурной схеме И У условно обозначают в виде прямоугольника с указанием входной и выходной величин, а также передаточной функции звена внутри него. Если звено является безынерционным, то указывают функцию преобразования, коэффициент передачи, коэффициент чувствительности или статическую характеристику этого звена.

На рис. 3.1 показаны обозначения наиболее распространенных звеньев стационарных ИУ: безынерционного звена с нелинейной функцией преобразования у = f(x) (рис. 3.1, о), безынерционного звена с линейной пропорциональной функцией преобразования у = kx (рис. 3.1, б), инерционного линейного звена с передаточной функцией W(p) (рис. 3.1, в).

Рис. 3.1.

а - нелинейное безынерционное; 6 - линейное безынерционное; в - линейное инерционное; г - сумматор; д - сравнивающее устройство: е - с т входами и п выходами; ж - с двумя входами и одним выходом; з - с одним входом и двумя выходами

Здесь же показаны структурные схемы сумматора (рис. 3.1, г) и сравнивающего устройства (рис. 3.1, Э), для которых, соответственно, можно записать z-хл-у и z = x-y. Эти устройства также можно рассматривать в качестве звеньев структурной схемы ИУ, так как в общем случае звено может иметь несколько (т) входов и несколько (??) выходов (см. рис. 3.1, е). Например, мостовые схемы с двумя активными плечами имеют два входа и один выход (рис. 3.1, ж), а дифференциальные И У - один вход и два выхода (рис. 3.1, з ).

Звенья могут быть пронумерованы, а их передаточные функции, уравнения, или характеристики указаны вне структурной схемы. На рис. 3.2 показан пример такой структурной схемы. В этом случае ИУ состоит из двух безынерционных звеньев (линейного звена 1 (с характеристикой у х = 5х{) и нелинейного звена 2 (с характеристикой у 2 = У / (10 + у {))), одного линейного инерционного звена 3 с передаточной функцией W 3 (p) = 2/(р + 3), сравнивающего устройства и сумматора, определенным образом связанных между собой.

Рис. 3.2.

Справа от рисунка показана соответствующая система уравнений. Эта система уравнений и структурная схема И У эквивалентны. Однако, поскольку математическое описание одинаковых измерительных преобразований может быть различным, возможны разные варианты структурной схемы одного и того же ИУ.

При анализе статического режима измерений считается, что измеряемая величина и информативные параметры измерительного сигнала во всех точках структурной схемы И У не изменяются во времени. В этом случае в уравнении звена 3 следует принять dy^/dt = 0. Тогда система уравнений, описывающих структурную схему ИУ, примет вид

Исключая промежуточные переменные, найдем статическую характери стику ИУ

Видно, что вследствие нелинейности статической характеристики звена 2 общая статическая характеристика ИУ оказалась нелинейной. При малых изменениях измеряемой величины х можно вместо нелинейной характеристики звена 2 у 2 = */i/(10 + у х) использовать линеаризованную характеристику этого звена у 2 = yj 10. В этом случае вместо прежнего

результата получим у - - х.

В возмущенном режиме измерений структурная схема ИУ дополняется элементами, отражающими воздействие влияющих величин и помех (см. рис. 3.9). Их также можно считать постоянными или переменными, рассматривая соответственно возмущенный статический и возмущенный динамический режимы измерений.

Сведения о режиме измерений получают на основе анализа технического задания на проектирование средства измерений. В нем отражаются назначение и условия эксплуатации создаваемого ИУ. Используя эти данные, разрабатывают модель измерительного сигнала (7.1) и выявляют источники погрешностей измерений.

Производственные погрешности можно рассматривать как случайные величины, описываемые вероятностными (теоретическими) и статистическими (экспериментальными) методами. Исчерпывающей характеристикой погрешности как случайной величины является закон распределения с конкретными значениями соответствующих параметров. Описанию распределений производственных погрешностей наиболее соответствует закон Гаусса с плотностью вероятности, рассчитываемой по формуле:

где т и σ – математическое ожидание и среднеквадратическое отклонение.

Распределение Гаусса неоднократно подтверждалось экспериментальными данными в диапазоне значений, соответствующих размаху ±3σ. В соответствии с этим распределением, погрешность совмещения в конкретной точке εх в направлении Х воспринимается как случайная величина, распределенная по нормальному закону, со следующими характеристиками:

(3.16)

где rx – коэффициент корреляции между величинами смещений соседних единичных участков в направлении X ; С2 x – число сочетаний из Х по 2, рассчитываемое из выражения

Из соотношений (3.15) и (3.16) выводится аналитическая запись плотности вероятности распределения величин:

Графики зависимости погрешностей совмещения от координат точек по одной оси, вытекающие из соотношения (3.18), показаны на рис. 3.59.

Рис. 3.59. Диаграмма погрешностей совмещения слоев в направлении Х

При наличии статистических данных могут быть найдены числовые характеристики распределения (3.18) для участка длиной L с шагом сетки h . Они находятся из соотношений:

(3.19)

где ML , σ L – соответственно математическое ожидание и дисперсия деформации участка длиной L ; – число сочетаний из L / h по 2.

Отправить свою хорошую работу в базу знаний просто. Используйте форму, расположенную ниже

Студенты, аспиранты, молодые ученые, использующие базу знаний в своей учебе и работе, будут вам очень благодарны.

Размещено на http://www.allbest.ru/

Министерство образования и науки РФ

Министерство образования и науки РТ

ГБОУ ВПО Альметьевский Государственный Нефтяной Институт

«Автоматизации и информационных технологий»

КУРСОВАЯ РАБОТА

по дисциплине:

«Метрология, стандартизация и сертификация»

«Математические модели изменения во времени погрешности средств измерений»

Студент: Сафин Р.И.

Группа: 34-61

Научный руководитель:

Анохина Е.С.

Альметьевск 2015

метрологический экспоненциальный погрешность логистический

Введение

3. Математические модели изменения во времени погрешности СИ

4. Расчетная часть

Список литературы

Введение

1. Основные понятия теории метрологической надежности

В процессе эксплуатации метрологические характеристики и параметры средства измерений претерпевают изменения. Эти изменения носят случайный монотонный или флуктуирующий характер и приводят к отказам, т.е. к невозможности СИ выполнять свои функции. Отказы делятся на неметрологические и метрологические.

Неметрологическим называется отказ, обусловленный причинами, не связанными с изменением метрологических характеристик средства измерений. Они носят главным образом явный характер, проявляются внезапно и могут быть обнаружены без проведения поверки.

Метрологическим называется отказ, вызванный выходом метрологических характеристик из установленных допустимых границ. Как показывают проведенные исследования, метрологические отказы происходят значительно чаще, чем неметрологические. Это обуславливает необходимость разработки специальных методов их прогнозирования и обнаружения. Метрологические отказы подразделяются на внезапные и постепенные.

Внезапным называется отказ, характеризующийся скачкообразным изменением одной или нескольких. Эти отказы в силу их случайности невозможно прогнозировать. Их последствия (сбой показаний, потеря чувствительности и т.п.) легко обнаруживаются в ходе эксплуатации прибора, т.е. по характеру проявления они являются явными. Особенностью внезапных отказов является постоянство во времени их интенсивности. Это дает возможность применять для анализа этих отказов классическую теорию надежности. В связи с этим в дальнейшем отказы такого рода не рассматриваются.

Постепенным называется отказ, характеризующийся монотонным изменением одной или нескольких метрологических характеристик. По характеру проявления постепенные отказы являются скрытыми и могут быть выявлены только по результатам периодического контроля СИ. В дальнейшем рассматриваются именно такие отказы.

С понятием "метрологический отказ" тесно связано понятие метрологической исправности средства измерений. Под ней понимается состояние СИ, при котором все нормируемые метрологические характеристики соответствуют установленным требованиям. Способность СИ сохранять установленные значения метрологических характеристик в течение заданного времени при определенных режимах и условиях эксплуатации называется метрологической надежностью. Специфика проблемы метрологической надежности состоит в том, что для нее основное положение классической теории надежности о постоянстве во времени интенсивности отказов оказывается неправомерным. Современная теория надежности ориентирована на изделия, обладающие двумя характерными состояниями: работоспособное и неработоспособное. Постепенное изменение погрешности СИ позволяет ввести сколь угодно много работоспособных состояний с различным уровнем эффективности функционирования, определяемым степенью приближения погрешности к допустимым граничным значениям.

Понятие метрологического отказа является в известной степени условным, поскольку определяется допуском на метрологические характеристики, который в общем случае может меняться в зависимости от конкретных условий. Важно и то, что зафиксировать точное время наступления метрологического отказа ввиду скрытого характера его проявления невозможно, в то время как явные отказы, с которыми оперирует классическая теория надежности, могут быть обнаружены в момент их возникновения. Все это потребовало разработки специальных методов анализа метрологической надежности СИ.

Надежность СИ характеризует его поведение с течением времени и является обобщенным понятием, включающим в себя стабильность, безотказность, долговечность, ремонтопригодность (для восстанавливаемых СИ) и сохраняемость.

Стабильность СИ является качественной характеристикой, отражающей неизменность во времени его метрологические характеристики. Она описывается временными зависимостями параметров закона распределения погрешности. Метрологические надежность и стабильность являются различными свойствами одного и того процесса старения СИ. Стабильность несет больше информации о постоянстве метрологических свойств средства измерений. Это как бы его "внутреннее" свойство. Надежность, наоборот, является "внешним" свойством, поскольку зависит как от стабильности, так и от точности измерений и значений используемых допусков.

Безотказностью называется свойство СИ непрерывно сохранять работоспособное состояние в течение некоторого времени. Она характеризуется двумя состояниями: работоспособным и неработоспособным. Однако для сложных измерительных систем может иметь место и большее число состояний, поскольку не всякий отказ приводит к полному прекращению их функционирования. Отказ является случайным событием, связанным с нарушением или прекращением работоспособности СИ. Это обуславливает случайную природу показателей безотказности, главным из которых является распределение времени безотказной работы СИ.

Долговечностью называется свойство СИ сохранять свое работоспособное состояние до наступления предельного состояния. Работоспособное состояние -- это такое состояние СИ, при котором все его метрологические характеристики соответствуют нормированным значениям. Предельным называется состояние СИ, при котором его применение недопустимо.

После метрологического отказа характеристики СИ путем соответствующих регулировок могут быть возвращены в допустимые диапазоны. Процесс проведения регулировок может быть более или менее длительным в зависимости от характера метрологического отказа, конструкции СИ и ряда других причин. Поэтому в характеристику надежности введено понятие "ремонтопригодность". Ремонтопригодность -- свойство СИ, заключающееся в приспособленности к предупреждению и обнаружению причин возникновения отказов, восстановлению и поддержанию его работоспособного состояния путем технического обслуживания и ремонта. Оно характеризуется затратами времени и средств на восстановление СИ после метрологического отказа и поддержание его в работоспособном состоянии.

Как будет показано далее, процесс изменения MX идет непрерывно независимо от того, используется ли СИ или оно хранится на складе. Свойство СИ сохранять значения показателей безотказности, долговечности и ремонтопригодности в течение и после хранения и транспортирования называется его сохраняемостью.

Прежде чем перейти к рассмотрению показателей, характеризующих метрологическую надежность СИ, необходимо выяснить характер изменения во времени его метрологических характеристик.

2. Изменение метрологических характеристик средств измерений в процессе эксплуатации

Метрологические характеристики СИ могут изменяться в процессе эксплуатации. В дальнейшем будем говорить о изменениях погрешности A(t), подразумевая, что вместо нее может быть аналогичным образом рассмотрена любая другая метрологическая характеристика.

Следует отметить, что не все составляющие погрешности подвержены изменению во времени. Например, методические погрешности зависят только от используемой методики измерения. Среди инструментальных погрешностей есть много составляющих, практически не подверженных старению, например размер кванта в цифровых приборах и определяемая им погрешность квантования.

Изменение метрологических характеристик средств измерений во времени обусловлено процессами старения в его узлах и элементах, вызванными взаимодействием с внешней окружающей средой. Эти процессы протекают в основном на молекулярном уровне и не зависят от того, находится ли СИ в эксплуатации или хранится на консервации. Следовательно, основным фактором, определяющим старение СИ, является календарное время, прошедшее с момента их изготовления, т.е. возраст. Скорость старения зависит прежде всего от используемых материалов и технологий. Исследования показали, что необратимые процессы, изменяющие погрешность, протекают очень медленно и зафиксировать эти изменения в ходе эксперимента в большинстве случаев невозможно. В связи с этим большое значение приобретают различные математические методы, на основе которых строятся модели изменения погрешностей и производится прогнозирование метрологических отказов.

Задача, решаемая при определении метрологической надежности СИ, состоит в нахождении начальных изменений метрологических характеристик и построении математической модели, экстраполирующей полученные результаты на большой интервал времени. Поскольку изменение метрологических характеристик во времени -- случайный процесс, то основным инструментом построения математических моделей является теория случайных процессов.

Изменение погрешности СИ во времени представляет собой нестационарный случайный процесс. Множество его реализаций показаны на рис.1 в виде кривых i модулей погрешности. В каждый момент ti , tони характеризуются некоторым законами распределения плотности вероятности р(i) (кривые 1 и 2 на рис.1,а). В центре полосы (кривая cp(t)) наблюдается наибольшая плотность появления погрешностей, которая постепенно уменьшается к границам полосы, теоретически стремясь к нулю при бесконечном удалении от центра. Верхняя и нижняя границы полосы погрешностей СИ могут быть представлены лишь в виде некоторых квантильных границ, внутри которых заключена большая часть погрешностей, реализуемых с доверительной вероятностью Р. За пределами границ с вероятностью (1 - Р)/2 находятся погрешности наиболее удаленные от центра реализаций.

Для применения квантильного описания границ полосы погрешностей в каждом ее сечении t; необходимо знать оценки математического ожидания cp(ti) и СКО (ti) отдельных реализаций i. Значение погрешности на границах в каждом сечении ti равно (ti) = (ti), x k(ti), где k -- квантильный множитель, соответствующий заданной доверительной вероятности Р, значение которого существенно зависит от вида закона распределения погрешностей по сечениям. Определить вид этого закона при исследовании процессов старения СИ практически не представляется возможным. Это связано с тем, что законы распределения могут претерпевать значительные изменения о течением времени.

Для решения данной проблемы предлагается использовать общее для высокоэнтропийных симметричных законов распределения, свойство, состоящее в том, что при доверительной вероятности Р = 0,9 5%- и 95%-ный квантили отстоят от центра распределения cp(t) на ± l,6(t). Если предположить, что закон распределения погрешностей, деформируясь со временем, остается высоко-энтронкйным и симметричным, го 95% -ный квантиль нестационарного случайного процесса изменения погрешности во времени может быть описана уравнением 0,95(t) = cp(t) + l,6(t).

Метрологический отказ наступает при пересечении кривой i прямых ±пр. Отказы могут наступать в различные моменты времени в диапазоне от tmin до tmax (см. рис.1, а), причем эти точки являются точками пересечения 5%- и 95%-ного квантилей с линией допустимого значения погрешности. При достижении кривой 0б95(t) допустимого предела пр у 5% приборов наступает метрологический отказ. Распределение моментов наступления таких отказов будет характеризоваться плотностью вероятности pн(t), показанной на рис.1, б. Таким образом, в качестве модели нестационарного случайного процесса изменения во времени модуля погрешности СИ целесообразно использовать зависимость изменения во времени 95% -ного квантиля этого процесса.

Рис.1. Модель изменения погрешности во времени (а), плотность

распределения времени наступления метрологических отказов (б),

вероятность безотказной работы (в) и зависимость интенсивности

метрологических отказов от времени (г)

Показатели точности, метрологической надежности и стабильности СИ соответствуют различным функционалам, построенным на траекториях изменения его MXAs(t). Точность СИ характеризуется значением MX в рассматриваемый момент времени, а по совокупности средств измерений -- распределением этих значений, представленных кривой 1 для начального момента и кривой 2 для момента tj. Метрологическая надежность характеризуется распределением моментов времени наступления метрологических отказов (см. рис.1,6). Стабильность СИ характеризуется распределением приращений MX за заданное время.

3. Математические модели изменения во времени погрешности средств измерений

3.1 Линейная модель изменения погрешности

В общем виде модель погрешности 0,95(t) может быть представлена в виде 0,95(t) = 0 + F(t), где D0 -- начальная погрешность СИ; F(t) -- случайная для совокупности СИ данного типа функция времени, обусловленная физико-химическими процессами постепенного износа и старения элементов и блоков. Получить точное выражение для функции F(t) исходя из физических моделей процессов старения практически не представляется возможным. Поэтому, основываясь на данных экспериментальных исследований изменения погрешностей во времени, функцию F(t) аппроксимируют той или иной математической зависимостью.

Простейшей моделью изменения погрешности является линейная:

где v скорость изменения погрешности. Как показали проведенные исследования, данная модель удовлетворительно описывает старение СИ в возрасте от одного до пяти лет. Использование ее в других диапазонах времени невозможно ввиду явного противоречия между определенными по этой формуле и экспериментальными значениями частоты отказов.

Метрологические отказы возникают периодически. Механизм их периодичности иллюстрирует рис.1, а, где прямой линией 1 показано изменение 95%-ного квантиля при линейном законе.

Рис. 2. Линейный (а) и экспоненциальный (б, в) законы изменения погрешности

При метрологическом отказе погрешность D0,95(t) превышает значение Dпр=D0+nD3, где D3 -- значение запаса нормируемого предела погрешности, необходимого для обеспечения долговременной работоспособности СИ. При каждом таком отказе производится ремонт прибора и его погрешность возвращается к исходному значению D0. По прошествии времени Тр= ti - ti-1 опять происходит отказ (моменты tt, t2, t3 и т.д.), после которого вновь производится ремонт. Следовательно, процесс изменения погрешности СИ описывается ломаной линией 2 на рис.1, а, которая может быть представлена уравнением

где n -- число отказов (или ремонтов) СИ. Если число отказов считать целым, то это уравнение описывает дискретные точки на прямой 1 (рис.2, а). Если же условно принять, что п может принимать и дробные значения, то формула (2) будет описывать всю прямую 1 изменения погрешности D0,95(t) при отсутствии отказов.

Частота метрологических отказов увеличивается с ростом скорости v. Она столь же сильно зависит от запаса нормируемого значения погрешности D3 по отношению к фактическому значению погрешности средства измерений D0 на момент изготовления или окончания ремонта прибора. Практические возможности воздействия на скорость изменения v и запас погрешности D3 совершенно различны. Скорость старения определяется существующей технологией производства. Запас погрешности для первого межремонтного интервала определяется решениями, принятыми производителем СИ, а для всех последующих межремонтных интервалов -- уровнем культуры ремонтной службы пользователя.

Если метрологическая служба предприятия обеспечивает при ремонте погрешность СИ, равную погрешности D0 на момент изготовления, то частота метрологических отказов будет малой. Если же при ремонте лишь обеспечивается выполнение условия D0 (0,9... 0,95) Dпр, то погрешность может выйти за пределы допустимых значений уже в ближайшие месяцы эксплуатации СИ и большую часть межповерочного интервала оно будет эксплуатироваться с погрешностью, превышающей его класс точности. Поэтому основным практическим средством достижения долговременной метрологической исправности средства измерений является обеспечение достаточно большого запаса D3, нормируемого по отношению к пределу Dпр.

Постепенное непрерывное расходование этого запаса обеспечивает на некоторый определенный период времени метрологически исправное состояние СИ. Ведущие приборостроительные заводы обеспечивают D3 = (0,4...0,5) Dпр, что при средней скорости старения v = = 0,05АП /год позволяет получать межремонтный интервал Тр= D3 = 1/Т/v = 8... 10 лет и частоту отказов р= 0,1... 0,125 год-1.

При изменении погрешности СИ в соответствии с формулой (1) все межремонтные интервалы Тр = 1/Т будут равны между собой, а частота метрологических отказов р будет постоянной в течение всего срока эксплуатации. Однако проведенные экспериментальные исследования показали, что на практике это не выполняется.

3.2 Экспоненциальная модель изменения погрешности

В реальности для одних приборов межремонтные интервалы уменьшаются, для других -- увеличиваются. Это может быть объяснено тем, что погрешность СИ с течением времени экспоненциально возрастает или убывает. При ускоряющемся возрастании погрешности (рис.1) каждый последующий межремонтный интервал короче предыдущего, и частота метрологических отказов (t) с течением времени возрастает. При замедленном возрастании погрешности (рис.1,в) каждый последующий межремонтный интервал длиннее предыдущего и частота метрологических отказов (t) с течением времени убывает вплоть до нуля.

Для рассмотренных случаев изменения погрешности во времени описываются на основе экспоненциальной модели. В ней частота метрологических отказов

где 0 --- частота метрологических отказов на момент изготовления средства измерений (т.е. при t = 0), год-1; и -- положительное или отрицательное ускорение процесса метрологического старения, год-1(t) и при ее экспоненциальном изменении согласно формуле (3), рассчитывается как. Число отказов n(t) определяется через частоту отказов

Тогда изменение во времени погрешности СИ с учетом формулы (2) имеет вид

Указанная зависимость показана кривыми 1 на рис. 1, б и в.

Практическое использование формулы (5) требует знания четырех параметров: начального значения погрешности (D0), абсолютного запася погрешности (D3), начальной частоты метрологических отказов (0) при t = 0 и ускорения (а) процесса старения. Уравнения для определения названных параметров, получаемые из (5), оказываются трансцендентными, что существенно затрудняет их применение.

С целью упрощения использования уравнения (5) необходимо разложить в ряд экспоненциальную функцию и взять три первых члена этого разложения, В результате зависимость погрешности СИ от времени будет представлена в виде

где v -- начальная скорость возрастания погрешности, %; аD -- абсолютное значение ускорения изменения погрешности, %. В частном случае, когда а = 0, (6) превращается в линейное уравнение вида (1).

Выражение (6) имеет ясный физический смысл и позволяет путем аппроксимации экспериментальных данных о погрешностях СИ за 10-15 лет получить оценки коэффициентов v и а, а по ним рассчитать параметры уравнения (5) в виде 0 = v/D3 и а = а /(D30).

Расчет времени наступления метрологического отказа сводится к определению моментов пересечения кривой D0б95(t) постоянных уровней D0 + D3, D0 + 2D3, ..., D0 + nD3. Они могут быть найдены путем совместного решения уравнений (2) и (5). Момент наступления n-го отказа и соответственно длительность межремонтных периодов можно определить по формулам

Срок службы СИ -- это календарное время, прошедшее с момента его изготовления до конца эксплуатации. При положительном ускорении процесса старения (см. рис.2 б) частота отказов с увеличением срока службы возрастает и по истечении времени Тсл его приходится настолько часто ремонтировать, что эксплуатация становится экономически невыгодной, так как дешевле купить новый прибор. Экономическая целесообразность ремонта определяется отношением средней стоимости одного ремонта срк стоимости си нового средства измерений, названного относительной глубиной ремонта с = ср/сн. Срок службы СИ

Решая полученное уравнение совместно с первым выражением из (7), можно рассчитать общее число отказов (ремонтов) СИ в течение срока эксплуатации.

Пример 1. Для электромеханических измерительных приборов магнитоэлектрической системы класса точности 0,5 глубина ремонта составляет с = 0,3... 0,4; частота метрологических отказов на момент изготовления СИ 0 0,11 год-1, ускорение процесса старения а 0,19 год-1. Определите срок службы таких приборов и общее число отказов.

Срок службы прибора рассчитывается по формуле (8):

Уравнение для расчета общего числа отказов имеет вид

Подставив в него все числовые данные, получим

Данные расчета соответствуют экспериментальным данным, согласно которым средний срок службы рассматриваемых приборов составляет 11-12 лет, в течение которых они имеют по 4-6 ремонтов.

При отрицательном ускорении процесса старения СИ межремонтный период увеличивается. После некоторого числа ремонтов пЈон становится бесконечным, метрологические отказы не возникают и СИ работает до тех пор, пока морально не устареет. В этом случае (a < 0) число метрологических отказов

Погрешность СИ стремится к пределу, равному, согласно (3),

Экспоненциальная модель процесса старения позволяет описать изменения погрешности СИ при увеличении его возраста от„ года и практически до бесконечности. Однако данная модель имеет ряд недостатков. Для СИ с отрицательным ускорением процесса старения она прогнозирует при t стремление погрешности к предельному значению (13). В то же время для СИ с положительным ускорением модель прогнозирует неограниченное возрастание погрешности с течением времени, что противоречит практике.

3.3 Логистическая модель изменения погрешности

Некоторые из недостатков экспоненциальной модели старения удается устранить при использовании так называемой логистической модели. Кривые, описывающие процесс изменения погрешности СИ и частоты отказов, приведены на рис. 3. В области малых значений погрешности (0,2-1%) зависимость 0,95(t) экспоненциально ускоряется, а в области больших значений -- экспоненциально замедляется и при очень больших значениях времени выходит на некоторый предельный уровень, выше которого погрешность не возрастает. Кривая частоты метрологических отказов (см. рис. 3) при малых значениях времени возрастает, достигая своего максимума при некотором значении Тс, после которого начинается спад до нуля. Участки кривой D0,95(t), соответствующие диапазонам 1 и 2 изменения времени, не обязательно должны быть симметричны относительно точки (Dс, Тс). Ускорения процесса старения at и а2, как правило, имеют разные значения. Частота метрологических отказов на участках 1 и 2 соответственно равна

где 01, 02 -- начальные частоты метрологических отказов на участках 1 и 2. Абсцисса точки, разделяющей два участка,

Рис. 2, Логистическая модель временного изменения погрешности

Используя параметры логистической модели процесса старения, можно обоснованно прогнозировать моменты наступления метрологических отказов tn и изменение с возрастом наработки на отказ Тп. Момент наступления n-го метрологического отказа при t < Тс и t > Тс определяется соответственно по формулам:

Длительность межремонтных интервалов при

где n-- порядковый номер ремонта.

Проведенные экспериментальные исследования показали, что длительность межремонтных интервалов, начиная со второго, монотонно и ускоренно возрастает. Отличие первого интервала от последующих состоит в том, что на нем СИ работает с запасом нормируемого значения погрешности, обеспеченным изготовителем. На остальных межремонтных интервалах этот запас обеспечивается ремонтными службами предприятия. Многократное превышение первого интервала по сравнению с остальными указывает на то, что ремонтные запасы погрешности Dр предусматриваются во много раз меньшими, чем заводские запасы D3.

Кривая изменения погрешности D0,95(t) в случае использования логистической модели при t < Тс и t > Тс имеет соответственно вид

При практическом использовании приведенных в этом разделе формул необходимо помнить, что входящие в них параметры являются оценками, которые должны быть получены на основе обработки экспериментальных данных для достаточно представительных выборок однотипных СИ. Поэтому сами оценки параметров имеют определенный разброс, поскольку представляют собой некоторые средние оценки обследованной группы приборов, у отдельных экземпляров которых могут быть весьма существенные индивидуальные отклонения постоянных D0,95, D3, 01 и аi. В связи с этим все рассчитанные по приведенным формулам показатели должны рассматриваться лишь как средние прогнозируемые величины.

К недостаткам логистической модели следует отнести то, что она не позволяет описывать изменение погрешности СИ от момента изготовления прибора до нескольких месяцев его эксплуатации. Это связано с тем, что как в линейной, так и в экспоненциальной модели значение начальной погрешности считалось постоянной величиной, неизменной с момента изготовления СИ. В действительности указанная погрешность образуется из различных составляющих, возникающих на начальных стадиях эксплуатации СИ.

Одним из вариантов описания изменения погрешности СИ, начиная с первых секунд его эксплуатации, является спектральное описание погрешности. Оно позволяет подробно описать многие особенности изменения погрешности прибора. Главный недостаток спектрального описания состоит в очень большом объеме экспериментальных данных, необходимых для построения спектральных кривых.

Рассмотренные выше модели являются разновидностями модели нестационарного монотонного процесса изменения погрешности во времени. Их общий недостаток -- идеализация случайных процессов изменения метрологических характеристик средства измерений, которые представляются монотонными. При этом не учитываются флуктуационные, обратимые процессы изменения параметров и характеристик приборов. Данный недостаток в той или иной степени устранен в полиномиальной и диффузионной марковской моделях, а также в модели на основе процессов авторегрессии проинтегрированного скользящего среднего.

4. Расчётная часть

Пример 1. Для электромеханических измерительных приборов магнито- электрической системы класса точности 0,5 глубина ремонта составляет с = 0,3... 0,4; частота метрологических отказов на момент изготовления ш0» 0,11 год1, ускорение процесса старения а я 0,19 год-1. Определите срок службы таких приборов и общее число отказов

Срок службы прибора рассчитывается по формуле (1):

Уравнение для расчёта общего числа отказов имеет вид

Подставив в него числовые данные, получим.

Данные расчёта соответствуют экспериментальным данным, согласно которым средний срок службы рассматриваемых приборов составляет 11-12 лет, в течение которых они имеют по 4-6 ремонтов.

При отрицательном ускорении процесса старения СИ межремонтный период увеличивается. После некоторого числа ремонтов n? он становится бесконечным, метрологические отказы не возникают и СИ работает до тех пор, пока морально не устареет. В этом случае (а < 0) число метрологических отказов.

Экспоненциальная модель процесса старения позволяет описать 141 изменения погрешности СИ при увеличении его возраста от года и Практически до бесконечности. Однако данная модель имеет ряд недостатков. Для СИ с отрицательным ускорением процесса старения на прогнозирует при стремление погрешности к предельному значению. В то же время для СИ с положительным ускорением модель прогнозирует неограниченное возрастание погрешности с течением времени, что противоречит практике. Некоторые недостатки экспоненциальной модели старения удается устранить при использовании так называемой логистической модели, а также полиномиальными и диффузионными марковскими моделями или моделями на основе процессов авторегрессии проинтегрированного скользящего среднего. В технике используется большое число показателей надежности, которые приведены в стандарте ГОСТ 27.002--89. Основные из них находят применение и в теории метрологической надежности. Знание показателей метрологической надежности позволяет потребителю оптимально использовать СИ, планировать мощности ремонтных участков, размер резервного фонда приборов, обоснованно назначать межповерочные интервалы и проводить мероприятия по техническому обслуживанию и ремонту СИ. Метрологические отказы при эксплуатации СИ составляют более 60% на третьем году эксплуатации и достигают 96% при работе более четырех лет. В качестве показателей ремонтопригодности используются вероятность и среднее время восстановления работоспособности СИ. Вероятностью восстановления работоспособного состояния называется вероятность того, что время восстановления работоспособного состояния СИ не превысит заданное значение. Она представляет собой значение функции распределения времени восстановления при t=T3 , где T3 -- заданное время восстановления. Средним временем восстановления работоспособного состояния называется математическое ожидание времени восстановления, определяемое до его функции распределения.

Пример 2. Отсчет по равномерной шкале прибора с нулевой отметкой и предельным значением 50 А составил 25 А. Пренебрегая другими видами погрешностей, оценить пределы допускаемой абсолютной погрешности этого отсчета при условии, что класс точности прибора равен: 0,02/0,01; ; 0,5.

1. Для прибора с классом точности 0,02/0,01, согласно формуле (12.4), при х = 25 A, xk = 50 А, с = 0,02, d = 0,01 (учитывая, что относительная погрешность выражается в процентах) получим

2. Для прибора класса точности

3. Для прибора класса точности 0,5, учитывая, что нормирующее значение xn равно пределу измерения 50 А, .получаем:

g = ±(100%)D/хN; D = ±50А(0,5%)/100 = ± 0,25 А.

Пример 3. Электроизмерительный преобразователь состоит из четырех транзисторов с интенсивностью отказов, восьми резисторов с и шести керамических сопротивлении с. Определить вероятность внезапного отказа этого средства измерений за 1000 ч работы.

Решение. Интенсивность отказов электроизмерительного преобразователя

2. Вероятность безотказной работы за 1000 ч

3. Вероятность отказа за это же время

В данной работе я изучил основные понятия теории метрологической надёжности. Математические модели изменения во времени погрешности средств измерений.

На основе проделанной работы могу сделать следующие выводы: В процессе эксплуатации метрологические характеристики средств измерений меняются. Эти изменения носят случайный характер и в итоге приводят к отказу СИ.

Надёжность объекта зависит от количества факторов, характер воздействия которых, как правило, является случайным. В связи с этим подавляющее большинство количественных показателей надёжности имеют вероятностный характер и дают представление о надёжности всей совокупности изделий какого-либо определённого типа, но не позволяют оценить надёжность данного конкретного образца.

Список литературы

1. Земельман М. А. - Измерительная техника, 2011, № 4.

2. Земельман М. А., Кнюпфер А. П., Кузнецов В. П. - Измерительная техника 2010, № 2.

3. Учебники для студентов URL: http://uchebnik.biz/ (Дата обращения: 30.03.2015).

4.А.Г.Сергеев - Метрология

4. Большая Энциклопедия Нефти Газа, 2008-2014. URL: http://www.ngpedia.ru/id576581p3.html/. (Дата обращения: 30.03.2015).

Размещено на Allbest.ru

Подобные документы

Исследование вычислительных систем неоднородной структуры. Применение программы GPSS для создания имитационной модели предложенной системы массового обслуживания. Оценка погрешности, переходного периода, чувствительности и устойчивости измерений.

курсовая работа , добавлен 20.07.2012


Определение понятий "функциональные и структурные математические модели", рассмотрение их значение, главных функций и целей. Составление модели "черного ящика", простейшее отображение реальной системы. Метод исследования объектов с помощью их моделей.

реферат , добавлен 17.11.2015


Определение среднего арифметического исправленных результатов многократных наблюдений, оценка среднего квадратического отклонения. Расчет доверительных границ случайной составляющей погрешности результата измерения. Методика выполнения прямых измерений.

лабораторная работа , добавлен 26.05.2014


Прогноз курса доллара согласно линейной модели, показательной, модифицированной экспоненты, кривой Гомперца и логистической кривой. План объема продажи и структура товарооборота. Метод потенциалов для определения оптимального плана поставок продукции.

контрольная работа , добавлен 04.04.2012


Сущность метода наименьших квадратов. Экономический смысл параметров кривой роста (линейная модель). Оценка погрешности и проверка адекватности модели. Построение точечного и интервального прогноза. Суть графического построения области допустимых решений.

контрольная работа , добавлен 23.04.2013


Исследование линейной модели парной регрессии зависимости стоимости однокомнатных квартир от общей площади жилья. Пространственно-параметрическое моделирование рынка вторичного жилья. Особенности изменения среднего уровня цены в пространстве и во времени.

курсовая работа , добавлен 26.10.2014


Теория измерений является составной частью эконометрики, которая входит в состав статистики объектов нечисловой природы. Краткая история теории измерений. Основные шкалы измерения. Инвариантные алгоритмы и средние величины – в т. ч. в порядковой шкале.

реферат , добавлен 08.01.2009


Данные для разработки трендовой модели изменения объемов грузооборота предприятий транспорта. Проверка гипотезы на наличие тенденции. Понятие и обоснование периода упреждения прогноза. Выбор оптимальной прогнозной модели по коэффициенту детерминации.

курсовая работа , добавлен 01.10.2014


Решение задачи об оптимальной работе предприятия электронной промышленности, выпускающего две модели радиоприемников. Определение интервала изменения прибыли от продажи двух радиоприемников. Нахождение пределов изменения коэффициентов целевой функции.

курсовая работа , добавлен 17.12.2014


Характеристика зависимости цены автомобиля от его возраста и мощности двигателя на основе полученных статистических данных (линейной зависимости). Расчет мультиколлинеарности между объясняющими переменными, анализ надежности оценок параметров модели.

В общем виде модель погрешности A 095 (i) может быть представлена в виде До9 5 (?) = До + F(t), где До - начальная погрешность СИ; F(t) - случайная для совокупности СИ данного типа функция времени, обусловленная физико-химическими процессами постепенного износа и старения элементов и блоков. Получить точное выражение для функции F(t) исходя из физических моделей процессов старения практически не представляется возможным. Поэтому, основываясь на данных экспериментальных исследований изменения погрешностей во времени, функцию F(t) аппроксимируют той или иной математической зависимостью.

Простейшей моделью изменения погрешности является линейная:

где v - скорость изменения погрешности. Как показали проведенные исследования , данная модель удовлетворительно описывает старение СИ в возрасте от одного до пяти лег. Использование ее в других диапазонах времени невозможно ввиду явного противоречия между определенными по этой формуле и экспериментальными значениями частоты отказов.

Метрологические отказы возникают периодически. Механизм их периодичности иллюстрирует рис. 4.2, а , где прямой линией 1 показано изменение 95%-ного квантиля при линейном законе.

При метрологическом отказе погрешность Д 095 (?) превышает значение Д пр = До + Д 3 , где Д, - значение запаса нормируемого предела погрешности, необходимого для обеспечения долговременной работоспособности СИ. При каждом таком отказе производится ремонт прибора, и его погрешность возвращается к исходному значению Д^ По прошествии времени Т? = t { - - t j _ l опять происходит отказ (моменты t u t 2 , t 3 и т.д.), после которого вновь производится ремонт. Следовательно, процесс изменения погрешности СИ описывается ломаной линией 2 на рис. 4.2, а, которая может быть представлена уравнением

где п - число отказов (или ремонтов) СИ. Если число отказов считать целым, то это уравнение описывает дискретные точки на прямой 1

(см. рис. 4.2, а). Если же условно принять, что п может принимать и дробные значения, то формула (4.2) будет описывать всю прямую 1 изменения погрешности Л 095 (() при отсутствии отказов.

Частота метрологических отказов увеличивается с ростом скорости V. Она столь же сильно зависит от запаса нормируемого значения погрешности Д 3 по отношению к фактическому значению погрешности средства измерений Д 0 на момент изготовления или окончания ремонта прибора. Практические возможности воздействия на скорость изменения V и запас погрешности Д, совершенно различны. Скорость старения определяется существующей технологией производства. Запас погрешности для первого межремонтного интервала определяется решениями, принятыми производителем СИ, а для всех последующих межремонтных интервалов - уровнем культуры ремонтной службы пользователя.

Если метрологическая служба предприятия обеспечивает при ремонте погрешность СИ, равную погрешности Д 0 на момент изготовления, то частота метрологических отказов будет малой. Если же при ремонте лишь обеспечивается выполнение условия До * (0,9-0,95) Д пр, то погрешность может выйти за пределы допустимых значений уже в ближайшие месяцы эксплуатации СИ и большую часть межповерочного интервала оно будет эксплуатироваться с погрешностью, превышающей его класс точности. Поэтому основным практическим средством достижения долговременной метрологической исправности средства измерений является обеспечение достаточно большого запаса Д 3 , нормируемого по отношению к пределу Д пр.

Постепенное непрерывное расходование этого запаса обеспечивает на некоторый определенный период времени метрологически исправное состояние СИ. Ведущие приборостроительные заводы обеспечивают Д 3 = (0,4-0,5) Д пр, что при средней скорости старения V = 0,05 Д пр /год позволяет получать межремонтный интервал Г р = А 3 /и = 8-10 лет и частоту отказов со = 1/Гр = 0,1-0,125 год -1 .

При изменении погрешности СИ в соответствии с формулой (4.1) все межремонтные интерваты Т будут равны между собой, а частота метрологических отказов со = 1 /Т будет постоянной в течение всего срока эксплуатации.

В общем случае результаты измерений и их погрешности должны рассматриваться как функции, изменяющиеся во времени случайным образом, т.е. случайные функции, или, как принято говорить в математике, случайные процессы. Поэтому математическое описание результатов и погрешностей измерений (т.е. их математические модели) должно строиться на основе теории случайных процессов. Изложим основные моменты теории случайных функций.

Случайным процессом X(t) называется процесс (функция), значение которого при любом фиксированном значении t = tQ является случайной величиной X(t ). Конкретный вид процесса (функции), полученный в результате опыта, называется реализацией .

Рис. 4. Вид случайных функций

Каждая реализация является неслучайной функцией времени. Семейство реализаций при каком-либо фиксированном значении времени t (рис. 4) представляет собой случайную величину, называемую сечением случайной функции, соответствующим моменту времени t . Следовательно, случайная функция совмещает в себе характерные признаки случайной величины и детерминированной функции. При фиксированном значении аргумента она превращается в случайную величину, а в результате каждого отдельного опыта становится детерминированной функцией.

Математическим ожиданием случайной функции X(t) называется неслучайная функция которая при каждом значении аргумента t равна математическому ожиданию соответствующего сечения:

где p(x, t) - одномерная плотность распределения случайной величины х в соответствующем сечении случайного процесса X(t).

Дисперсией случайной функции X(t) называется неслучайная функция значение которой для каждого момента времени равно дисперсии соответствующего сечения, т.е. дисперсия характеризует разброс реализаций относительно m (t).

Корреляционная функция - неслучайная функция R(t, t") двух аргументов t и t", которая при каждой паре значений аргументов равна ковариации соответствующих сечений случайного процесса:

Корреляционная функция, называемая иногда автокорреляционной, описывает статистическую связь между мгновенными значениями случайной функции, разделенными заданным значением времени т = t"-t. При равенстве аргументов корреляционная функция равна дисперсии случайного процесса. Она всегда неотрицательна.

Случайные процессы, протекающие во времени однородно, частные реализации которых с постоянной амплитудой колеблются вокруг средней функции, называются стационарными . Количественно свойства стационарных процессов характеризуются следующими условиями:

Математическое ожидание постоянно;

Дисперсия по сечениям является постоянной величиной;

Корреляционная функция зависит не от значения аргументов, а только от промежутка.

Важной характеристикой стационарного случайного процесса является его спектральная плотность S(w), которая описывает частотный состав случайного процесса при w>О и выражает среднюю мощность случайного процесса, приходящуюся на единицу полосы частот:

Спектральная плотность стационарного случайного процесса является неотрицательной функцией частоты. Корреляционная функция может быть выражена через спектральную плотность

При построении математической модели погрешности измерений следует учитывать всю информацию о проводимом измерении и его элементах.

Каждая из них может быть обусловлена действием нескольких различных источников погрешностей и в свою очередь состоять также из некоторого числа составляющих.

Для описания погрешностей используются теория вероятностей и математическая статистика, однако прежде необходимо сделать ряд существенных оговорок:

Применение методов математической статистики к обработке результатов измерений правомочно лишь в предположении о независимости между собой отдельных получаемых отсчетов;

Большинство используемых в метрологии формул теории вероятностей правомерны только для непрерывных распределений, в то время как распределения погрешностей вследствие неизбежного квантования отсчетов, строго говоря, всегда дискретны, т.е. погрешность может принимать лишь счетное множество значений.

Таким образом, условия непрерывности и независимости для результатов измерений и их погрешностей соблюдаются приближенно, а иногда и не соблюдаются. В математике под термином "непрерывная случайная величина" понимается существенно более узкое, ограниченное рядом условий понятие, чем "случайная погрешность" в метрологии.

В метрологии принято различать три группы характеристик и параметров погрешностей. Первая группа-задаваемые в качестве требуемых или допускаемых нормы характеристик погрешности измерений (нормы погрешностей). Вторая группа характеристик- погрешности, приписываемые совокупности выполняемых по определенной методике измерений. Характеристики этих двух групп применяются в основном при массовых технических измерениях и представляют собой вероятностные характеристики погрешности измерений. Третья группа характеристик-статистические оценки погрешностей измерений отражают близость отдельного, экспериментально полученного результата измерения к истинному значению измеряемой величины. Они используются в случае измерений, проводимых при научных исследованиях и метрологических работах.

Совокупность формул, описывающих состояние, движение и взаимодействие объектов, полученных в рамках выбранных физических моделей на основе законов физики, будем называть математической моделью объекта или процесса . Процесс создания математической модели можно разделить на ряд этапов:

1) составление формул и уравнений, описывающих состояние, движение и взаимодействие объектов в рамках построенной физической модели. Этап включает запись в математических терминах сформулированных свойств объектов, процессов и связей между ними;

2) исследование математических задач, к которым приходят на первом этапе. Основным вопросом здесь является решение прямой задачи, т.е. получение численных данных и теоретических следствий. На этом этапе важную роль приобретают математический аппарат и вычислительная техника (компьютер).

3) выяснение того, согласуются ли результаты анализа и вычислений или следствия из них с результатами наблюдений в пределах точности последних, т.е. удовлетворяет ли принятая физическая и (или) математическая модель практике-основному критерию истинности наших представлений об окружающем мире.

Отклонение результатов расчетов от результатов наблюдений свидетельствует либо о неправильности применяемых математических методов анализа и расчета, либо о неверности принятой физической модели. Выяснение источников ошибок требует большого искусства и высокой квалификации исследователя.

Часто при построении математической модели некоторые ее характеристики или связи между параметрами остаются неопределенными вследствие ограниченности наших знаний о физических свойствах объекта. Например, оказывается, что число уравнений, описывающих физические свойства объекта или процесса и связи между объектами, меньше числа физических параметров, характеризующих объект. В этих случаях приходится вводить дополнительные соотношения, характеризующие объект исследования и его свойства, иногда даже пытаться угадать эти свойства, для того, чтобы задача могла быть решена и результаты соответствовали результатам опыта в пределах заданной погрешности.