c teorija merenja iii deo
DESCRIPTION
teorija merenja iiiTRANSCRIPT
![Page 1: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/1.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
1
Trougaona raspodela
Grafički prikaz trougaone raspodele je dat na donjoj slici.
Za trougaonu raspodelu je karakteristično sledeće:
1) Interval mogućih vrednosti je ograničen, tj. važi [ ]maxmin x,xx ∈ , odnosno [ ]a,ax +−∈ µµ , gde
je a - poluširina intervala [ ]maxmin x,x . Van pomenutog intervala je verovatnoća nalaženja
rezultata: 0=P .
2) Postoji nagomilavanja rezultata merenja oko srednje vrednosti µ unutar intervala, tj. postoji veća
verovatnoća za pojavu malih nego za pojavu većih odstupanja od µ ;
3) Postoji takva simetrija u raspodeli rezultata merenja, levo i desno od µ , da funkcija raspodele ima
trougaoni oblik.
Za površinu ispod funkcije raspodele važi uslov normiranja: ( ) 1∫+
−+− ==
a
a
a,a dxxpPµ
µµµ . Sa druge strane, ta
površina se može izraziti kao: ( ) 1=⋅= maxxpaP , odakle sledi da je: ( )a
xp max1= .
Matematički opis funkcije ravnomerne raspodele se može prikazati kao:
( ) ( )
( )
+≤≤−+
≤≤−−−
+>−<
=
.axzaa
xa
xazaa
ax
axiaxza
xp
µµµ
µµµµµ
2
2
0
Ovde treba primetiti da jednačina: ( ) ( )2a
axxp
−−= µ predstavlja jednačinu prave levo od µ na grafiku
trougaone funkcije raspodele, dok jednačina: ( ) ( )2a
xaxp
−+= µ predstavlja jednačinu prave desno od µ na
istom grafiku.
Dokaz (neobavezno!)- Ako na grafiku trougaone raspodele označimo tri karakteristične tačke: ( )0,aA −µ , ( )a/,B 1µ i
( )0,aC +µ , onda je jasno da koeficijent pravca prave koja prolazi kroz A i B iznosi: ( ) ( )( ) 21
10
1
aaa
xx
xpxpk
AB
AB =−−
−=
−−=
µµ. Analogno,
koeficijent pravca prave koja prolazi kroz B i C iznosi: 221
ak
−= . Imajući to u vidu, sledi da se za pravu levo od µ može pisati:
( ) ( )[ ]axkxp −−=− µ10 , tj. sledi da jednačina prave levo od µ glasi: ( ) ( )[ ]axa
xp −−= µ2
1 . Za pravu desno od µ se može pisati:
( ) ( )[ ]xakxp −+=− µ20 , tj. jednačina prave desno od µ glasi: ( ) ( )[ ]xaa
xp −+= µ2
1 .
( )xp
xa−µ a+µµ
a
1
![Page 2: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/2.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
2
Standardna merna nesigurnost, u slučaju merenja na koje se može primeniti trougaona funkcija raspodele, se može prikazati kao:
( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )6
222 adxxpxdxxpxdxxpxu
a
a
a
a
=⋅⋅−+⋅⋅−=⋅⋅−= ∫∫∫+
−
+
−
µ
µ
µ
µ
µ
µ
µµµ .
Dokaz (neobavezno!)- Ukoliko se pri integraljenju koristi smena: ( ) tx =− µ , može se konstatovati da se izraz za u svodi na:
( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )
( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )
( ) ( )
( ).
aaa
a
aaa
a
aaa
aU
a
a
tatatt
adttatdtatt
a
dttatdtatta
dxxaxdxaxxa
dxa
xaxdx
a
axxdxxpxdxxpxu
U
aa
a
a
a
a
a
a
a
a
a
a
6612
12
4
1
3
12
3
2
4
21
433
0
4
01
4334
11
11
22
2
444
2
4334
2
0
0
4
0
30304
20
320
232
0
20
22
222
22
2222
==⋅=
−=
+−=
−+++−=
=
−++=
−++=
=
−++=
−+−++−−=
=⋅−+⋅−+⋅+−⋅−=⋅⋅−+⋅⋅−=
−−−
−
+
−
+
−
+
−
∫∫
∫∫∫∫
∫∫∫∫
µµµµ
µµµµµµ
µ
µ
µ
µ
µ
µ
µ
µ
µ
µ
µ
µ
Sledi da je kod trougaone raspodele rezultata merenja ispunjeno:
6ua = .
To znači da kod trougaone raspodele rezultata merenja proširena merna nesigurnost pri izražavanju rezultata
merenja sa pouzdanošću od 100% iznosi: 6uaU == . Tada je vrednost faktora obuhvata: 6=k . Dakle,
važi sledeće:
Pošto kod trougaone raspodele postoji verovatnoća od %P 100= da se svaki rezultat
merenja nađe u intervalu [ ] [ ]66 uμ,uμaμ,aμ +−=+− , to znači da postoji
verovatnoća od %P 100= da se svaki rezultat merenja nađe u intervalu [ ]U,U +− µµ ,
ako je 6uU = , tj. ako je faktor obuhvata 6=k .
Ukoliko se u slučaju trougaone raspodele rezultata
merenja razmotri pitanje kolika je verovatnoća da
rezultat merenja padne u interval [ ]u,u +− µµ , onda se
dobija:
( ) ( ) ( ) %,dxxpdxxpdxxpPu
u
u
u
u,u 65650 ==+== ∫∫∫+
−
+
−+−
µ
µ
µ
µ
µ
µµµ
Dokaz - Površina osenčenog dela na grafiku trougaone funkcije raspodele se može prikazati kao zbir površine pravougaonika i trougla.
Visine tog pravougaonika je određena izrazom: ( ) ( ) ( ) ( )22 a
ua
a
auupxp
−=−−−=−= µµµ , dok širina iznosi u2 . Visina pomenutog trougla
je data izrazom: ( ) ( )22
1
a
u
a
ua
aupp =−−=−− µµ , a osnovica je u2 . Sledi da površina celog osenčenog dela iznosi:
( ) 6501626
112
22
2
2
2
2
22,
u
a
a
u
a
uuau
a
uu
a
uaP =−=
−=−=+−= .
a
1
( )xp
x
6
au=
a−µ a+µu−µ u+µ
6
au=
µ
![Page 3: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/3.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
3
Dakle, za trougaonu raspodelu važi prikaz u sledećoj tabeli:
Generalno se može reći da se trougaona raspodela koristi u sledećim slučajevima:
1) Kod direktnog merenja:
a) za određivanje standardne merne nesigurnosti ( u ), ako se direktno merenje vrši jednom i
ako pri tome nije primenljiva ravnomerna raspodela. Takav je slučaj npr. kod merenja vremena hronometrom (štopericom). Naime, merna nesigurnost koja potiče od
trajanje uključivanja i isključivanja štoperice utiče na našu procenu vremenskog intervala trajanja nekog događaja.
Zato tu, pored uticaja merne rezolucije štoperice, imamo i uticaj trajanja uključivanja i isključivanja na konačni rezultat
za posmatrani vremenski interval, pa se ne koristi ravnomerna raspodela, već trougaona raspodela.
b) za određivanje ukupne proširene merne nesigurnosti (U ), ako se direktno merenje vrši
više puta.
2) Kod indirektnog merenja, za određivanje ukupne proširene merne nesigurnosti (U ):
a) ako je broj ponovljenih merenja relativno mali, ili
b) ako indirektno merena veličina zavisi od malog broja međusobno nezavisnih direktno
merenih veličina.
Gausova raspodela
Grafički prikaz Gausove raspodele je prikazan na donjoj slici.
Za Gausovu rasodelu je karakteristično da postoji nagomilavanja rezultata merenja oko srednje
vrednosti µ unutar intervala, tj. da postoji veća verovatnoća za pojavu malih nego za pojavu većih odstupanja
od vrednosti µ , pri čemu funkcija raspodele ima zvonasti oblik (postoji zvonasta simetrija raspodele rezultata
oko µ ).
Pri nekim realnim merenjima, dobijena raspodela eksperimentalnih rezultata može da se aproksimira
Gausovom raspodelom, naročito u oblasti za koju postoji verovatnoća od P ≤ 99,7 % da se rezultat merenja
nađe u njoj. Slučajevi realnih merenja pri kojima se koristi Gausova raspodela su oni slučajevi za koje je
ispunjeno:
- da su merni rezultati uslovljeni velikim brojem međusobno nezavisnih parametara (npr. u slučaju kada
indirektno merena veličina zavisi od većeg broja direktno merenih veličina), i/ili
- da je broj merenja dovoljno veliki.
interval : kuU ±=± µµ k verovatnoća (P) da se rezultat
merenja nađe u posmatranom intervalu
6u±µ 6 100 %
u±µ 1 65 %
µ µ+u µ+2u µ+3u µ-u µ-2u µ-3u
P = 68,3%
P = 95,45%
P = 99,73%
( )xp
x
![Page 4: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/4.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
4
Za Gausovu raspodelu važi prikaz u sledećoj tabeli:
Inače, u prirodi je česta pojava da raspodela vrednosti određenog parametra ima veoma sličan oblik kao
Gausova raspodela. Zato se Gausova raspodela zove još i normalna raspodela. Kao primeri u kojima realna
raspodela može da se aproksimira Gausovom, mogu se navesti:
- raspodela koncentracije određene vrste isparenja u okolini određenih fabrika,
- raspodela veličine kamenčića na šljunkovitoj plaži,
- raspodela visina muškaraca u jednom narodu (i analogno, raspodela visine žena u datom narodu),
- raspodela visina određene vrste poljskog cveća, raspodela težine šumskih jagoda itd.
MERNA NESIGURNOST KOD DIREKTNOG MERENJA KOJE SE VRŠI JEDNOM
Ovde je reč o slučaju kada nema razloga da se direktno merenje ponavlja, jer se pri ponavljanju ne očekuje odstupanje za više od jednog najmanjeg podeoka na datom instrumentu. Takav je primer
merenja visine stuba tečnosti katetometrom u vežbi br. 1, ili merenja visine stuba žive u manometarskoj cevi u
vežbi br. 2 i br. 3, kao i merenja temperature u vežbama 3 i 4, merenja mase u vežbi br. 4, ili merenja ugla u
vežbi br. 5, itd. Ovde se pretpostavlja da nema uticaja spoljašnjih faktora na posmatranu direktno merenu
veličinu, ili da je on zanemarljiv u datim merenjima. Merna nesigurnost tada zavisi samo od rezolucije mernog instrumenta. Takva merna nesigurnost spada u mernu nesigurnost tipa B. Proširena merna nesigurnost tipa B se označava sa: BU . Inače, u mernu nesigurnost tipa B spada i nesigurnost koja je
utvrđena kalibracijom instrumenta (navodi se u specifikaciji instrumenta), nesigurnost parametara čije su
vrednosti uzete iz tablica ili druge literature, nesigurnost koja se javlja usled uticaja spoljašnjih faktora na datu
merenu veličinu (npr. nesigurnost usled uticaja promene temperature ili pritiska i sl.) itd., pri čemu ni u jednom
od navedenih primera nije reč o nesigurnosti koja se određuje statističkim metodama (na osnovu većeg broja
merenja).
Ukoliko se direktno merenje vrši jednom i ukoliko se može smatrati da merna nesigurnost pri tom merenju potiče samo od rezolucije mernog instrumenta, onda za pouzdanost pri izražavanju rezultata merenja od 100 % važi:
Dakle, u navedenom slučaju se na osnovu najmanjeg podeoka na mernom instrumentu određuje proširena merna nesigurnost1 za dato merenje, a onda se standardna merna nesigurnost
izračunava kao: 3BB
BU
k
Uu == , jer za direktno merenje koje se vrši samo jednom raspodela rezultata
merenja ima oblik koji odgovara pravougaonoj (ravnomernoj) raspodeli. Ovakva standardna merna nesigurnost tipa B se često zove i standardna merna nesigurnost datog instrumenta. Npr. pri direktnom merenju dužine metrom je mmU B 1= , dok je pri merenju dužine nonijusom: mm,U B 020= ili npr.
mm,U B 050= , zavisno od podele na skali nonijusa. Ako se dužina ili debljina mere mikrometarskim
zavrtnjem, onda je mm,U B 010= .
1 Ovde i svuda u daljem tekstu će biti reči samo o proširenoj mernoj nesigurnosti pri izražavanju rezultata sa maksimalnom pouzdanošću.
interval : kuU ±=± µµ k verovatnoća (P) da se rezultat
merenja nađe u posmatranom intervalu
u±µ 1 68 %
u2±µ 2 95 %
u3±µ 3 99,7 %
=BU vrednosti najmanjeg podeoka na instrumentu kojim je izvršeno merenje.
![Page 5: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/5.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
5
Napomena: U specijalnim slučajevima (izuzeci od pomenutog pravila), kada za određivanje standardne merne
nesigurnosti kod direktnog merenja koje se vrši jednom nije primenljiva ravnomerna raspodela, koristi se
trougaona raspodela. Npr. takav slučaj imamo kod merenja vremena (merenje vremenskog intervala trajanja
nekog procesa tj. događaja). Pri takvom merenju se unosi merna nesigurnost i pri uključivanju štoperice i pri
isključivanju štoperice. Reč je o pravilnoj proceni trenutka uključivanja štoperice, ali i trenutka isključivanja. Pri
tome, standardna merna nesigurnost koja potiče od procesa uključivanja štoperice jeste nesigurnost
tipa B, ali se određuje kao: 611
/Uu BtBt = , a analogno važi i za standardnu mernu nesigurnost koja
potiče od procesa isljučivanja štoperice: 612
/Uuuu BtBtBtBt === . Za vrednost BtU se može uzeti
vrednost od 0,2s, ili eventualno vrednost najmanjeg podeoka na datoj štoperici. Vrednost od 0,2 s se
uzima zato što je primećeno da uvežban i iskusan eksperimentator pri uključivanju ili isključivanju štoperice
tokom merenja vremenskog intervala pravi odstupanje koje nije veće od 0,2 s. Ukoliko je vrednost najmanjeg
podeoka na štoperici ≤ 0,2 s, onda se uzima: s,U Bt 20= , a ukoliko je vrednost najmanjeg podeoka na štoperici
> 0,2 s, onda se za BtU uzima ta vrednost podeoka.
Inače, iako merenje trajanja vremenskog intervala spada u direktna merenja, standardna i proširena
merna nesigurnost se ipak određuju drugačijom metodom nego što je to uobičajeno kod većine direktnih
merenja. Naime, zbog pomenutog unošenja merne nesigurnosto i pri uključivanju i pri isključivanju štoperice,
pri proračunu standardne merne nesigurnosti vremenski interval između uključenja i isključenja štoperice
treba predstaviti kao razliku dva vremena (vremena 1t koje je proteklo od nekog proizvoljno izabranog
početnog trenutka do uključenja štoperice i vremena 2t koje je proteklo od istog proizvoljno izabranog
početnog trenutka do isključenja štoperice). Zato se standardna merna nesigurnost koja se odnosi na merenje
trajanja nekog procesa (događaja) proračunava prema izrazu koji se koristi kod indirektnog merenja. Iz
standardne merne nesigurnosti se onda određuje proširena merna nesigurnost za izmeren vremenski interval,
što je analogno uobičajenoj proceduri pri razmatranju merne nesigurnosti kod indirektnog merenja.
MERNA NESIGURNOST KOD DIREKTNOG MERENJA KOJE SE VRŠI VIŠE PUTA
Reč je o slučaju kada se očekuje da se pri ponovljenom merenju javi razlika u vrednostima (odstupanje) za više od jednog najmanjeg podeoka na datom instrumentu. Takav je npr. slučaj merenja
prečnika žice koja nema idealno istu debljinu celom svojom dužinom (žica nije izrađena kao idealan cilindar, a
izvesna promena u obliku je uzrokovana i njenim čestim podvrgavanjima torziji), pa se zato prečnik žice meri
na tri mesta. Takođe, taklav je slučaj merenja vremena trajanja nekog procesa, gde postoji subjektivna procena
trenutka početka i završetka procesa (početak i završetak ne registruje senzor, već njih procenjuje
eksperimentator), pa ponovljeno merenje može dati odstupanje u rezultatima koje je veće od najmanjeg
podeoka na štoperici.
Merna nesigurnost kod takvog merenja spada u tzv. kombinovanu mernu nesigurnost, koja se sastoji od tzv. merne nesigurnosti tipa A i merne nesigurnosti tipa B. Standardna merna nesigurnost kod takvog merenja se označava sa cu (kombinovana standardna merna nesigurnost) i ona se određuje
preko izraza2:
22BAc uuu += .
U tom izrazu, standardna merna nesigurnost tipa A ( Au ) potiče od činjenice da je merenje neke veličine
vršeno više puta i da je time sagledan neki uzorak populacije za tu veličinu, što znači da je tada moguće uspostaviti određenu statistiku u mernim rezultatima. Zato se Au određuje na osnovu statističkih
metoda i najčešće se za procenu Au koristi standardno odstupanje srednje vrednosti uzorka:
2 Kombinovana standardna merna nesigurnost za veličinu koja je direktno merena više puta može u opštem slučaju da sadrži i više od jedne
merne nesigurnosti tipa B za datu veličinu.
![Page 6: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/6.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
6
( )( )1
1
2
−
−==
∑=
nn
xxSu
n
isi
xA S,
gde je n- broj ponovljenih direktnih mereja date veličine. Vidi se da merna nesigurnost tipa A zavisi i od broja
merenja (n) i od samog uzorka populacije (od vrednosti: nx...,,x,x 21 ) .
U gornjem izrazu za kombinovanu standardnu mernu nesigurnost figuriše i član koji se odnosi na standardnu mernu nesigurnost tipa B. Za taj član u najvećem broju slučajeva (slučajevi kada je
primenljiva ravnomerna raspodela za mernu nesigurnost tipa B) važi relacija: 3/Uu BB = . Dakle, za
ukupnu standardnu mernu nesigurnost direktnog merenja koje se vrši n puta najčešće važi:
( )
( )2
1
2
31
+−
−=∑
= B
n
isi
cU
nn
xx
u .
Napomena: Postoje i drugačiji slučajevi, koji spadaju u izuzetke, kao što je to kod direktnog merenja vremena trajanja nekog
procesa (događaja). Već je pominjano da je tada prikladnije koristiti relaciju 6/Uu BB = , koja odgovara trougaonoj
raspodeli, kao i da se pri takvom merenju unosi merna nesigurnost i pri uključivanju štoperice i pri isključivanju štoperice,
pa se stoga javljaju dve merne nesigurnosti tipa B, koje imaju istu brojnu vrednost. Zato se pri n puta ponovljenom merenju
vremena trajanja određenog broja oscilacija nekog oscilatornog sistema (matematičkog klatna, torzionog klatna i sl.), koristi
sledeći izraz za kombinovanu standardnu mernu nesigurnost:
( ) ( ) ( )( )
( )( )
( )2
1
22
2
2
11
2
22
21
2
62
1661
+
−
−=
+
+
−
−=++=
∑∑== Bt
n
isi
BtBt
n
isi
BtBtAtct
U
nn
ttUU
nn
ttuuuu .
Ovde se prvi član u izrazu odnosi na mernu nesigurnost tipa A, a drugi i treći član se odnose na mernu nesigurnost tipa B
koja potiče od procesa uključivanja i isključivanja štoperice, respektivno.3
Za proračun ukupne proširene merne nesigurnosti kod direktnog merenja koje se vrši više puta se generalno primenjuje trougaona raspodela (videti ranije napomene o primeni trougaone raspodele),
nezavisno od toga da li je za mernu nesigurnost tipa B primenjena ravnomerna ili trougaona raspodela u nekom
konkretnom primeru merenja. Dakle, kod direktnog merenja koje se vrši više puta generalno važi:
cc uU 6= .
Primer - Određivanje ukupne standardne i ukupne proširene merne nesigurnosti pri direktnom
merenju prečnika žice mikrometarskim zavrtnjem, pri čemu je merenje ponovljeno n=3 puta.
Izražavanje konačnog rezultata za prečnik žice.
Neka je merenjem prečnika žice utvrđeno da važi:
redni br.
merenja id (mm) sd (mm) ( )2si dd − (mm2)
( )∑=
−3
1
2
isi dd
(mm2)
1 1,01
0,993
2,89
4,67⋅10-4 2 0,98 1,69
3 0,99 9⋅10-6
3 U laboratorijskim vežbama koje prate ovaj kurs će se vršiti indirektno merenje perioda oscilovanja. U sledećem odeljku, koji je posvećen
indirektnom merenju, biće prikazano kako se određuje merna nesigurnost pri tom merenju.
![Page 7: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/7.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
7
Ukupna standardna merna nesigurnost ovakvog merenja je kombinovana merna nesigurnost i za nju važi:
( )
( ) ( ) mm,mm,mm,U
dd
uuu dBisi
dBdAdc 010503
010
133
10674
3133
2242
3
1
2
22 =
+
−⋅⋅=
+
−⋅
−=+=
−=∑
.
mm,mm,uU dcdc 030025706 ≈== .
Konačni zapis rezultata merenja u ovom primeru glasi:
( )mm,,d 030990 ±= .
Pri tome, relativna proširena merna nesigurnost iznosi: %,,
,
d
Ud 3030990
030 =≈= .
MERNA NESIGURNOST KOD INDIREKTNOG MERENJA
Opšti slučaj podrazumeva situaciju u kojoj se na osnovu direktnog merenja više fizičkih veličina: nx...,,x,x 21 , određuje indirektno merena veličina preko određene formule, tj. preko neke
zavisnosti: ( )nx...,,x,xfy 21= .
Standardna merna nesigurnost pri indirektnom merenju pomenute veličine y se određuje prema opštem izrazu4:
( ) ( ) ( ) ( )
.ux
y...u
x
yu
x
y
xux
y...xu
x
yxu
x
yxu
x
yu
nn
nn
n
ii
iy
22
22
2
2
21
2
1
22
22
2
21
22
11
22
⋅
∂∂++⋅
∂∂+⋅
∂∂=
=⋅
∂∂++⋅
∂∂+⋅
∂∂=⋅
∂∂= ∑
=
gde je
∂∂
ix
y- parcijalni izvod veličine y po veličini ix . Konačni izraz koji se dobija za yu , polazeći od
poslednjeg izraza, zavisi od konkretne formule za ( )nx...,,x,xfy 21= .
Bitno je primetiti da, u navedenom opštem izrazu za standardnu mernu nesigurnost pri indirektnom
merenju veličine y, član ( )ixu2 može biti tipa B, ili kombinovanog tipa, tj. ( )ixu2
može biti:
- 2Bu , ako se ix meri direktno samo jednom;
- 222BAc uuu += , ako se ix meri direktno više puta.
Ukupna standardna merna nesigurnost indirektno merene veličine je u opštem slučaju kombinovana merna nesigurnost. To se odnosi na situaciju kada:
1) indirektno merena veličina zavisi od dve ili više direktno merenih veličina, i/ili
2) kada indirektno merena veličina zavisi od jedne direktno merene veličine, ali se ona meri više puta.
Primer situacije u kojoj indirektno merena veličina zavisi od jedne direktno merene veličine, ali se ona
meri više puta, imamo kod određivanja poluprečnika žice na osnovu prethodnog ponovljenog direktnog
merenja prečnika žice (u 8. vežbi). Primer situacije u kojoj indirektno merena veličina zavisi od više direktno
merenih veličina koje se mere po jednom imamo u vežbi br. 1 koja se odnosi na određivanje gustine nepoznate
tečnosti pomoću hidrometra.
4 Izvođenje ovog izraza je prikazano u praktikumu za lab. vežbe iz predmeta Fizika i merenja.
![Page 8: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/8.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
8
Veza između standardne merne nesigurnosti i proširene merne nesigurnosti pri indirektnom merenju neke veličine y je oblika kuU = , pri čemu vrednost faktora k zavisi od toga da li veličina y
zavisi od malog ili velikog broja direktno merenih veličina, kao i od toga da li je broj ponovljenih merenja mali ili dovoljno veliki. Ako je u pitanju mali broj direktno merenih veličina i mali broj
ponovljenih merenja, onda je primenljiva trougaona raspodela ( 6=k ), dok je u suprotnom pogodnije
koristiti Gausovu raspodelu ( 3=k ).
Primer 1 - Određivanje ukupne standardne i ukupne proširene merne nesigurnosti pri indirektnom
merenju poluprečnika žice, pri čemu je direktno merenje prečnika žice izvršeno mikrometarskim zavrtnjem 3
puta. Izražavanje konačnog rezultata za poluprečnik žice.
Neka je merenjem prečnika žice, pomoću mikrometarskog zavrtnja, dobijeno: 0111 ,d = mm, 9802 ,d = mm i
9903 ,d = mm. Srednja vrednost prečnika žice je: mm,ddi
is 99303
1 3
1
== ∑=
, a odatle sledi da je srednja
vrednost poluprečnika žice: mm,d
r ss 49650
2== . Polazeći od relacije
2s
sd
r = i opšte formule za određivanje
standardne merne nesigurnosti indirektno merene veličine, dobija se da za standardnu mernu nesigurnost pri
određivanju poluprečnika žice važi:
dddr uuud
ru ⋅=⋅
=⋅
∂∂=
21
21 2
22
2
.
Sa druge strane, već je u ranijem primeru pokazano da važi:
( )
( )2
1
2
22
31
+−⋅
−=+=∑
= dB
n
isi
dBdAdU
nn
dd
uuu ,
pri čemu je ovde 3=n i mm,UBd 010= . Dakle, može se pisati:
( )
( )
( )
( ) mm,U
rrU
dd
uuuu dBisi
dBisi
dBdAdr3
2
3
1
22
3
1
2
22 102553213331332
121
21 −== ⋅≈
+−⋅
−=
+−⋅
−=+=⋅=
∑∑.
Pošto indirektno merena veličina u ovom primeru (poluprečnik žice) zavisi samo od jedne direktno merene
veličine (samo od prečnika žice, po formuli 2/dr ss = ) i pošto je broj merenja mali ( 3=n ), onda je za proračun
proširene merne nesigurnosti rU pogodnija trougaona raspodela nego Gausova, pa se proširena merna
nesigurnost za r može odrediti preko relacije:
6rr uU = .
Za brojne vrednosti koje su navedene u ovom primeru se dobija: mm,mm,U r 010012860 ≈= .
Konačni zapis za vrednost poluprečnika žice glasi: ( )mm,,r 010500 ±= .
Primer 2
Neka je indirektnim merenjem određena veličina 212 xxy += . Pri tome je jednim merenjem metrom:
određeno mmx 2321 = , dok je jednim merenjem nonijusom određeno: mm,x 7542 = . Treba dati konačni zapis
za veličinu y .
![Page 9: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/9.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
9
Iz činjenice da je 1x mereno metrom sledi: mmU x 11
= , a iz činjenice da je 2x mereno nonijusom
sledi: mm,U x 0502
= . Pošto su i 1x i 2x merene samo po jednom, onda će njihove merne nesigurnosti biti
merne nesigurnosti tipa B, za koje važi:
311
/Uu xx = i 322
/Uu xx =
Izraz za ukupnu standardnu mernu nesigurnost za veličinu y se svodi na:
mm,mm,mmUU
uuux
yu
x
yu
xxxxxxy 1551
3
0501
3
14
31
3412
222222222
2
2
22
1
21
2121=
+
=
=+
=+=
∂∂+
∂∂=
Pošto indirektno merena veličina, y , u ovom primeru zavisi samo od dve direktno merene veličine i pošto je
izvršeno samo po jedno merenje direktno merenih veličina, onda je za proračun proširene merne nesigurnosti
yU pogodnija trougaona raspodela nego Gausova, pa se proširena merna nesigurnost za y može odrediti
preko relacije: mmmm,uU yy 382926 ≈== .
Za vrednost veličine y se dobija: mmmm,xxy 469754682 21 ≈=+= .
Konačni zapis za vrednost veličine y glasi: ( )mmy 3469 ±= .
Relativna proširena merna nesigurnost iznosi: %,,y
U y 600060469
3 =≈= .
Primer 3
Neka je indirektnim merenjem određena veličina bac ⋅= 2, gde su a i b direktno merene veličine. Treba
odrediti standatrdnu mernu nesigurnost za veličinu c i relativnu standardnu mernu nesigurnost.
Polazeći od definicije standardne merne nesigurnosti indirektno merene veličine, može se konstatovati da važi:
( ) ( ) 242222222222
22
42bababac uaubauauabu
b
cu
a
cu +=+=
∂∂+
∂∂= .
22
224
42
24
22
2
24222
444
+
=+=
⋅
+=
b
u
a
uu
ba
au
ba
ba
ba
uauba
c
u baba
bac .
Primer 4
Neka se posmatra spektar z-tog reda koji nastaje pri prolasku bele svetlosti kroz transmisionu difrakcionu
rešetku. Pomoću uglomera, čiji najmanji podeok iznosi o,10 , konstatovano je da ugao pod kojim se vidi
svetlost plave boje sa leve strane centralnog difrakcionog maksimuma iznosi: Lθ , dok ugao pod kojim se
vidi svetlost iste boje sa desne strane centralnog difrakcionog maksimuma iznosi: Dθ . Odrediti standardnu
mernu nesigurnost za srednju vrednost ugla pod kojim se vidi svetlost plave boje.
Srednja vrednost ugla pod kojim se vidi svetlost plave boje u spektru z-tog reda je: 2
DLs
θθθ += . Onda važi:
22
22
2
1
2
1DL uuu
S θθθ
+
= . Pošto su i Lθ i Dθ direktno izmereni jednom, istim uglomerom čiji najmanji
podeok iznosi o,10 , onda je:
3
10
3
ougl
uglDL,U
uuu ==== θθθθ . Dakle, važi:
6
10
62322
2
1
2
12
2
1
2
1
2
1
2
1 22
22
22
22
22 o
uglugluglugluglugluglDL
,UUuuuuuuuu
S=====
=
+
=
+
= θθθθθθθθθθ .
![Page 10: C Teorija Merenja III Deo](https://reader037.vdocuments.pub/reader037/viewer/2022103004/563db77e550346aa9a8b8a1a/html5/thumbnails/10.jpg)
V. Pavlović – PREDAVANJA IZ TEORIJE MERENJA, Mašinski fakultet Univerziteta u Beogradu
10
Primer 5
a) Jedno merenje perioda oscilovanja klatna:
Neka se period oscilovanja matematičkog klatna određuje indirektnim putem, tako što se jednom meri
vreme trajanja većeg broja oscilacija ( oscn ) i zatim period računa prema relaciji: oscn/tT = . Treba
odrediti standardnu mernu nesigurnost i proširenu mernu nesigurnost pri takvom merenju perioda.
U ovom primeru treba imati u vidu da se pri merenju vremena trajanja nekog broja oscilacija unosi
nesigurnost i pri uključivanju štoperice i pri isključivanju, pa pri proračunu standardne merne nesigurnosti
vremenski interval između uključenja i isključenja štoperice treba predstaviti kao razliku dva vremena
(vremena 1t koje je proteklo od nekog proizvoljno izabranog početnog trenutka do uključenja štoperice i
vremena 2t koje je proteklo od istog proizvoljno izabranog početnog trenutka do isključenja štoperice).
Dakle, može se pisati: ( ) oscn/ttT 12 −= , odakle sledi:
22
2
2
2
2
2
2
1
2
2
2
12
1212
11
+
=
−+
=
∂∂+
∂∂=
osc
t
osc
tt
osct
oscttT n
u
n
uu
nu
nu
t
Tu
t
Tu .
Ovde važi: Bttt uuu ==12
, pri čemu je 6Bt
Bt
Uu = , gde se za BtU može uzeti najmanji podeok na štoperici,
ili vrednost od 0,2 s kao vrednost odstupanja koju unosi u merenje vešt eksperimentator pri uključenju i pri
isključenju štoperice. Sledi:
266
221
2
22
2
2
osc
Bt
osc
Bt
osc
BtBt
oscT
n
U
n
U
n
uu
nu =
=
=
= .
Pošto je period indirektno merena veličina koja zavisi samo od jedne direktno merene veličine, onda je veza
između TU i Tu definisana preko trougaone raspodele, pa važi:
26osc
BtTT n
UuU == .
b) Više puta ponovljeno merenje perioda oscilovanja klatna (n puta ponovljeno merenje):
U ovom slučaju, pretposlednji izraz u prethodnom pasusu se menja zato što se, pored merne
nesigurnosti tipa B, mora uračunati i merna nesigurnost tipa A pri određivanju perioda oscilovanja. Ako je
merenje perioda oscilovanja vršeno n puta, onda važi:
( )( ) ( )
( )( )
( )( )
( )
2
1
221
2
2
1
2
21
2
62
162
1
62
1
12
1
1
+
−
−=
+
−
−
=
=
+−
−=+
−
−==
∑∑
∑∑
==
==
osc
Bt
n
isi
osc
Bt
n
i osc
si
Bt
n
isi
oscBt
n
isi
oscosc
tT
n
U
nn
TT
n
U
nn
n
tt
U
nn
tt
nu
nn
tt
nn
uu