测量误差分析精选PPT.ppt

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1、关于测量误差分析第1页，讲稿共121张，创作于星期二第一节第一节 随机误差的分布规律随机误差的分布规律 一、随机误差的正态分布性质一、随机误差的正态分布性质n测定值的随机性表明了测量误差的随机性质。测定值的随机性表明了测量误差的随机性质。n随机误差就其个体来说变化是无规律的，但在总随机误差就其个体来说变化是无规律的，但在总体上却遵循一定的统计规律。体上却遵循一定的统计规律。第2页，讲稿共121张，创作于星期二u测量列中的随机误差：测量列中的随机误差：i=xiX0式中式中,i 测量列的随机误差，测量列的随机误差，i=1，2，3，n；xi 测量列的测量值；测量列的测量值；X0 被测量的真值。被测量

2、的真值。第3页，讲稿共121张，创作于星期二u随机误差分布的性质随机误差分布的性质u有有界界性性：在在一一定定的的测测量量条条件件下下，测测量量的的随随机机误误差差总总是是在在一一定定的的、相相当当窄窄的的范范围围内内变变动动，绝绝对对值值很很大大的的误误差差出出现现的的概概率率接接近近于于零。零。u单单峰峰性性：绝绝对对值值小小的的误误差差出出现现的的概概率率大大，绝绝对对值值大大的的误误差差出出现现的的概概率率小小，绝绝对对值值为为零零的的误误差差出出现现的的概概率率比比任任何何其其它它数数值值的的误误差出现的概率都大。差出现的概率都大。第4页，讲稿共121张，创作于星期二u对对称称性性：

3、绝绝对对值值相相等等而而符符号号相相反反的的随随机机误误差出现的概率相同，其分布呈对称性。差出现的概率相同，其分布呈对称性。u抵抵偿偿性性：在在等等精精度度测测量量条条件件下下，当当测测量量次次数数不不断断增增加加而而趋趋于于无无穷穷时时，全全部部随随机机误误差差的算术平均值趋于零。的算术平均值趋于零。第5页，讲稿共121张，创作于星期二u正态分布的正态分布的分布密度函数分布密度函数为为 式中，式中，标准误差（均方根误差）；标准误差（均方根误差）；e e 自然对数的底。自然对数的底。u如用测定值如用测定值x x本身来表示，则本身来表示，则第6页，讲稿共121张，创作于星期二第7页，讲稿共121

4、张，创作于星期二二、正态分布密度函数与概率积分二、正态分布密度函数与概率积分u对对于于一一定定的的被被测测量量，在在静静态态情情况况下下，X X0 0是是一一定定的的，的的大大小小表表征征着着诸诸测测定定值值的的弥散程度。弥散程度。u值值越越小小，正正态态分分布布密密度度曲曲线线越越尖尖锐锐，幅幅值值越越大大；值值越越大大，正正态态分分布布密密度度曲曲线越平坦，幅值越小。线越平坦，幅值越小。u可可用用参参数数来来表表征征测测量量的的精精密密度度，越越小，表明测量的精密度越高。小，表明测量的精密度越高。第8页，讲稿共121张，创作于星期二第9页，讲稿共121张，创作于星期二u并不是一个具体的误差

5、并不是一个具体的误差，它的数值大小只说明，它的数值大小只说明了在一定条件下进行一列等精度测量时，随机误了在一定条件下进行一列等精度测量时，随机误差出现的概率密度分布情况。差出现的概率密度分布情况。u在一定条件下进行等精度测量时，任何单次测定在一定条件下进行等精度测量时，任何单次测定值的误差值的误差i i可能都不等于可能都不等于，但我们认为，但我们认为这列测这列测定值具有同样的均方根误差定值具有同样的均方根误差；而不同条件下；而不同条件下进行的两列等精度测量，一般来说具有不同的进行的两列等精度测量，一般来说具有不同的值。值。第10页，讲稿共121张，创作于星期二u随机误差出现的性质决定了人们不可

6、能随机误差出现的性质决定了人们不可能正确地获得单个测定值的真误差正确地获得单个测定值的真误差i i的数值，的数值，而只能在一定的概率意义之下估计测量随机误而只能在一定的概率意义之下估计测量随机误差数值的范围，或者求得误差出现于某个区间差数值的范围，或者求得误差出现于某个区间得概率。得概率。第11页，讲稿共121张，创作于星期二u将正态分布密度函数积分将正态分布密度函数积分u概率积分概率积分第12页，讲稿共121张，创作于星期二若令若令a=z，则，则第13页，讲稿共121张，创作于星期二第14页，讲稿共121张，创作于星期二第二节第二节 直接测量误差分析与处理直接测量误差分析与处理u子样平均值：

7、子样平均值：代表由代表由n个测定值个测定值x1,x2,xn组成的子样的散布中心组成的子样的散布中心u子样方差：子样方差：描述子样在其平均值附近散布描述子样在其平均值附近散布程度程度第15页，讲稿共121张，创作于星期二一、算术平均值原理一、算术平均值原理 u测定值子样的算术平均值是被测量真值的最佳测定值子样的算术平均值是被测量真值的最佳估计值。估计值。u算术平均值的意义算术平均值的意义 设设x x1 1、x x2 2、，x xn n为为n n次测量所得的值，则算术次测量所得的值，则算术平均值平均值 为为 第16页，讲稿共121张，创作于星期二u算术平均值的性质算术平均值的性质 用算术平均值代替

8、被测量的真值，则有用算术平均值代替被测量的真值，则有 式中式中 vi xi的剩余误差；的剩余误差；xi 第第i个测量值，个测量值，i=1，2，n。第17页，讲稿共121张，创作于星期二 （1 1）剩余误差的代数和等于零，即）剩余误差的代数和等于零，即 （2 2）剩余误差的平方和为最小，即）剩余误差的平方和为最小，即第18页，讲稿共121张，创作于星期二u测定值子样平均值的均方根误差是测定值母体测定值子样平均值的均方根误差是测定值母体均方根误差的均方根误差的 倍。倍。u在等精度测量条件下对某一被测量进行多次测在等精度测量条件下对某一被测量进行多次测量，用测定值子样平均值估计被测量真值比用量，用测

9、定值子样平均值估计被测量真值比用单次测量测定值估计具有单次测量测定值估计具有更高更高的精密度。的精密度。第19页，讲稿共121张，创作于星期二二、二、贝塞尔公式贝塞尔公式 u因因为为真真值值X X0 0为为未未知知，所所以以必必须须用用残残差差v vi i来来表示，即表示，即 此式称此式称贝塞尔公式贝塞尔公式。第20页，讲稿共121张，创作于星期二三、测量结果的置信度三、测量结果的置信度 假设用假设用 对对进行估计的误差为进行估计的误差为 ，那么，那么 。对于某一指定的区间。对于某一指定的区间,，落在该区间落在该区间内的概率为内的概率为 。同样地，可以求得测定值子样平均值同样地，可以求得测定值

10、子样平均值 落在区间落在区间,的概率为的概率为第21页，讲稿共121张，创作于星期二u 表示表示“测定值子样平均值测定值子样平均值这一随机变量出现于一个固定区间内这一随机变量出现于一个固定区间内 ”这一事件的概率；这一事件的概率；u 表示表示“在宽度一定作随机变在宽度一定作随机变动的随机区间动的随机区间 内包含被内包含被测量真值测量真值”这一事件的概率。这一事件的概率。第22页，讲稿共121张，创作于星期二u定义区间定义区间 为测量结果的为测量结果的置置信区间信区间，也称为置信限，也称为置信限u为为置信区间半长置信区间半长，也称为误差限，也称为误差限u概率概率 为测量经为测量经过在置信区间过在

11、置信区间 内的内的置信概置信概率率。u危险率危险率：第23页，讲稿共121张，创作于星期二u置信区间与置信概率共同表明了测量结置信区间与置信概率共同表明了测量结果的果的置信度置信度，即测量结果的可信程度。，即测量结果的可信程度。u对于同一测量结果，置信区间不同，其对于同一测量结果，置信区间不同，其置信概率是不同的。置信概率是不同的。u置信区间越宽，置信概率越大；反之亦置信区间越宽，置信概率越大；反之亦然。然。第24页，讲稿共121张，创作于星期二u一列等精度测量的结果可以表达为在一定一列等精度测量的结果可以表达为在一定的置信概率之下，以测定值子样平均值为的置信概率之下，以测定值子样平均值为中心

12、，以置信区间半长为误差限的量中心，以置信区间半长为误差限的量 测量结果子样平均值测量结果子样平均值置信区间半长（置置信区间半长（置信概率信概率P？）？）第25页，讲稿共121张，创作于星期二例题例题1：在等精度测量条件下对某透平机械的在等精度测量条件下对某透平机械的转速进行了转速进行了20次测量，获得如下的一列测次测量，获得如下的一列测定值（单位：定值（单位：r/min）4753.1 4757.5 4752.7 4752.8 4752.1 4749.2 4750.6 4751.0 4753.9 4751.2 4750.3 4753.3 4752.1 4751.2 4752.3 4748.4 4

13、752.5 4754.7 4650.0 4751.0 试求该透平机转速（设测量结果的置信概试求该透平机转速（设测量结果的置信概率率P95）。）。第26页，讲稿共121张，创作于星期二第27页，讲稿共121张，创作于星期二u在实际测量工作中，并非任何场合下都能在实际测量工作中，并非任何场合下都能对被测量进行多次测量，而多为单次测量。对被测量进行多次测量，而多为单次测量。如果知道了在某种测量条件下测量的精密如果知道了在某种测量条件下测量的精密度参数，而且在同样的测量条件下取得单度参数，而且在同样的测量条件下取得单次测量的测定值，那么次测量的测定值，那么单次测量情况下测单次测量情况下测量结果的表达式

14、量结果的表达式为：为：测量结果单次测定值测量结果单次测定值置信区间半长置信区间半长（置信概率（置信概率P P？）？）第28页，讲稿共121张，创作于星期二例题例题2 2：对例对例1 1所述的透平机转速测量，设测所述的透平机转速测量，设测量条件不变，单次测量的测定值为量条件不变，单次测量的测定值为4753.1 4753.1 r/minr/min，求该透平机转速（测量结果的置信，求该透平机转速（测量结果的置信概率概率P P9595）。）。第29页，讲稿共121张，创作于星期二 在同样的置信概率下，用单次测定值表在同样的置信概率下，用单次测定值表示测量结果比用多次测量所获得的测定值子样示测量结果比用

15、多次测量所获得的测定值子样平均值表示的误差大。平均值表示的误差大。第30页，讲稿共121张，创作于星期二四、测量结果的误差评价四、测量结果的误差评价u标准误差标准误差u若测量结果用单次测定值表示，误差限采若测量结果用单次测定值表示，误差限采用标准误差，则用标准误差，则 测量结果单次测定值测量结果单次测定值x标准误差标准误差 （P=68.3%）n若测量结果用测定值子样平均值表示，误差限若测量结果用测定值子样平均值表示，误差限采用标准误差，则采用标准误差，则 测量结果子样平均值测量结果子样平均值x标准误差标准误差 （P=68.3%）第31页，讲稿共121张，创作于星期二u极限误差极限误差u测量列标

16、准误差的三倍，定义为测量列的极测量列标准误差的三倍，定义为测量列的极限误差限误差u子样平均值的极限误差与测量列极限误差的子样平均值的极限误差与测量列极限误差的关系是关系是第32页，讲稿共121张，创作于星期二五、小子样误差分析与五、小子样误差分析与t分布分布 当当测测量量次次数数很很少少时时，子子样样平平均均值值的的标标准准误误差差很很不准确，并且子样容量愈小，这种情况就愈严重。不准确，并且子样容量愈小，这种情况就愈严重。为为了了在在未未知知的的情情况况下下，根根据据子子样样平平均均值值估估计计被被测测量量真真值值，就就须须考考虑虑一一个个统统计计量量。它它的的分分布布只只取取决于子样容量决于

17、子样容量n n，而与，而与无关。这时需引入无关。这时需引入统计量统计量t t。第33页，讲稿共121张，创作于星期二u定义定义t为为ut不不服服从从正正态态分分布布，而而服服从从t分分布布，其其概概率率密密度度函函数为数为式式中中，是是特特殊殊函函数数，v是是正正整整数数，称称为为t分分布布的的自自由度。由度。第34页，讲稿共121张，创作于星期二u当进行当进行n n次独立测量时，由于次独立测量时，由于t t受平均值受平均值的约束，服从自由度为的约束，服从自由度为n n1 1的的t t分布，所分布，所以以 n n1 1。ut t分布与母体均方根误差分布与母体均方根误差无关，只与子无关，只与子样

18、容量样容量n n有关。有关。第35页，讲稿共121张，创作于星期二第36页，讲稿共121张，创作于星期二 u表中列有在各种自由度和置信概率下，满足式表中列有在各种自由度和置信概率下，满足式 的的tp值值。它它表表明明自自由由度度为为v的的t分布在区间分布在区间tp，tp内的概率为内的概率为P。u假假设设一一列列等等精精度度独独立立测测定定值值x1，x2，xn服服从从正正态态分分布布，真真值值和和均均方方根根误误差差均均未未知知。根根据据这这一一列列测测定定值可求得算术平均值及其均方根误差的估计值：值可求得算术平均值及其均方根误差的估计值：第37页，讲稿共121张，创作于星期二u由于由于 服从自

19、由度服从自由度v=n1的的t分布，所以分布，所以可用上式做以下的概率描述可用上式做以下的概率描述或或u测量结果可表示为：测量结果可表示为：测量结果测量结果第38页，讲稿共121张，创作于星期二例例3 3 用光学高温计测量某金属铸液的温用光学高温计测量某金属铸液的温度，得到如下度，得到如下5 5个测量数据（个测量数据（）：）：975975，10051005，988988，993993，987987 设金属铸液温度稳定，测温随机误差属设金属铸液温度稳定，测温随机误差属于正态分布。试求铸液的实际温度（取于正态分布。试求铸液的实际温度（取P P9595）。）。第39页，讲稿共121张，创作于星期二解：

20、解：根据根据P P9595和和v v4 4，查表得，查表得t tp p2.782.78，则测量，则测量结果为结果为第40页，讲稿共121张，创作于星期二u若上例用正态分布求取给定置信概率下若上例用正态分布求取给定置信概率下得置信温度区间是得置信温度区间是980.6,999.0，这要比，这要比由由t分布求得得区间分布求得得区间小小。u这表明，在测量次数较少的情况下，用这表明，在测量次数较少的情况下，用正态分布计算误差限，往往会正态分布计算误差限，往往会得到得到“太太好好”的结果，夸大了测量结果的精密度的结果，夸大了测量结果的精密度。因此，对小子样的误差分析，应采用因此，对小子样的误差分析，应采用

21、t分分布处理。布处理。第41页，讲稿共121张，创作于星期二第三节第三节 间接测量误差分析与处理间接测量误差分析与处理u在间接测量中，测量误差是各个测量值在间接测量中，测量误差是各个测量值误差的函数。因此，研究间接测量的误差误差的函数。因此，研究间接测量的误差也就是研究函数误差。也就是研究函数误差。u研究函数误差有下列三个基本内容：研究函数误差有下列三个基本内容：u已知函数关系和各个测量值的误差，求函数已知函数关系和各个测量值的误差，求函数即间接测量值的误差。即间接测量值的误差。u已知函数关系和规定的函数总误差，要求分已知函数关系和规定的函数总误差，要求分配各个测量值的误差。配各个测量值的误差

22、。u确定最佳的测量条件，即使函数误差达到最确定最佳的测量条件，即使函数误差达到最小值时的测量条件。小值时的测量条件。第42页，讲稿共121张，创作于星期二一、误差传布原理一、误差传布原理u设设间间接接测测量量值值y是是直直接接测测量量值值x1，x2，xm的的函函数数，其其函函数数关关系系的的一一般般形形式式可可表示为表示为y=f（x1，x2，xm）u假假定定对对x1，x2，xm各各进进行行了了n次次测测量量，那那么么每每个个xi都都有有自自己己的的一一列列测测定定值值xi1，xi2，xin，其其相相应应的的随随机机误误差差为为 ，。第43页，讲稿共121张，创作于星期二u若若将将测测量量x1，

23、x2，xm时时所所获获得得的的第第一一个个测测定定值值代代入入函函数数关关系系式式，可可求求得得间间接接测测量量值值的的第第一一个个测测定值定值y1，即，即y1=f（x11，x21，xm1）u由由于于测测定定值值x11，x21，xm1与与真真值值之之间间存存在在随随机机误误差差，所所以以y1与与真真值值之之间间也也必必定定有有误误差差，记记为为y1。由由误误差差的的定义，上式可写为定义，上式可写为 Y+y1=f（X1+11,X2+21,Xm+m1）第44页，讲稿共121张，创作于星期二 若若 较较小小，且且诸诸X Xi i是是彼彼此此独独立立的的量量，将将上上式式按按泰泰勒勒公公式式展展开开，

24、并并取取其其误误差差的的一一阶阶项项作作为为一一次次近近似似，略略去去一一切切高高阶阶误误差项，那么上式可近似写成差项，那么上式可近似写成第45页，讲稿共121张，创作于星期二 同样地，将测量同样地，将测量x x1 1，x x2 2，x xn n时所获得的第二、时所获得的第二、第三，直至第第三，直至第n n个测定值分别代入函数关系式，可得个测定值分别代入函数关系式，可得 第46页，讲稿共121张，创作于星期二 将上述各式相加并除以将上述各式相加并除以n n，可求得间接测量值的算，可求得间接测量值的算术平均值术平均值 ，也就是，也就是Y Y的最优概值的最优概值 第47页，讲稿共121张，创作于星

25、期二 式中，式中，正好是测量正好是测量x xm m时所得一列测定值时所得一列测定值的算术平均值的算术平均值 的随机误差，记为的随机误差，记为 ，所，所以以 第48页，讲稿共121张，创作于星期二 另一方面，将直接测量另一方面，将直接测量x x1 1，x x2 2，x xm m所获得的测所获得的测定值的算术平均值定值的算术平均值 ，,代入函数关系式，并代入函数关系式，并将其在将其在x x1 1，x x2 2，x xm m的邻域内用泰勒公式展开，可的邻域内用泰勒公式展开，可有有 第49页，讲稿共121张，创作于星期二 将上两式进行比较，可得将上两式进行比较，可得 由此可得出由此可得出结论结论：间接

26、测量值的最佳估计值可以由与：间接测量值的最佳估计值可以由与其有关的各直接测量值的算术平均值代入函数关系式求其有关的各直接测量值的算术平均值代入函数关系式求得。得。第50页，讲稿共121张，创作于星期二 并且可以知道，直接测量值并且可以知道，直接测量值x x1 1，x x2 2，x xm m第第j j次测量获得的测定值的误差次测量获得的测定值的误差 ，与其相应的与其相应的间接测量值间接测量值Y Y的误差的误差 之间关系应为之间关系应为 第51页，讲稿共121张，创作于星期二 假定假定 的分布服从正态分布（只有当的分布服从正态分布（只有当y y与与x x1 1，x x2 2，x xn n之间存在线

27、性关系时，这种假设才成立，否之间存在线性关系时，这种假设才成立，否则只是近似成立），那么可求得则只是近似成立），那么可求得y y的标准误差的标准误差 第52页，讲稿共121张，创作于星期二其中其中第53页，讲稿共121张，创作于星期二 根根据据随随机机误误差差的的性性质质，若若直直接接测测量量值值xi彼彼此此独独立，则当测量次数无限增加时，必有立，则当测量次数无限增加时，必有 （ik）所以所以第54页，讲稿共121张，创作于星期二 则则 而而 正好是第正好是第i i个直接测量值个直接测量值x xi i的标准误差的平的标准误差的平方方 ，因此可得出间接测量值的标准误差，因此可得出间接测量值的标准

28、误差 与诸直接与诸直接测量值的标准误差之间如下的关系：测量值的标准误差之间如下的关系：第55页，讲稿共121张，创作于星期二 式式中中，称称为为误误差差传传递递系系数数，称称为为自自变变量量x xi i的部分误差，记为的部分误差，记为D Di i。由此可得出由此可得出结论结论：间接测量值的标准误差是各：间接测量值的标准误差是各独立直接测量值的标准误差和函数对该直接测量独立直接测量值的标准误差和函数对该直接测量值偏导数乘积的平方和的平方根。值偏导数乘积的平方和的平方根。第56页，讲稿共121张，创作于星期二 以上两个结论是误差传布原理的基本内容，是解以上两个结论是误差传布原理的基本内容，是解决间

29、接测量误差分析与处理问题的基本依据。它们还决间接测量误差分析与处理问题的基本依据。它们还可以推广到描述间接测量值算术平均值的标准误差和可以推广到描述间接测量值算术平均值的标准误差和各直接测量值算术平均值的标准误差之间的关系各直接测量值算术平均值的标准误差之间的关系 第57页，讲稿共121张，创作于星期二 有时，测量结果的误差用相对误差的形式有时，测量结果的误差用相对误差的形式描述更合适。如果以间接测量值的算术平均值描述更合适。如果以间接测量值的算术平均值作为约定值，那么间接测量值作为约定值，那么间接测量值y y的实际相对误差的实际相对误差 为为 式中，式中，是直接测量值是直接测量值x xi i

30、的实际相对误差的实际相对误差 第58页，讲稿共121张，创作于星期二 最后，应指出以下两点：最后，应指出以下两点：1 1上上述述各各公公式式是是建建立立在在对对每每一一独独立立的的直直接接测测量量值值x xi i进进行行多多次次等等精精度度独独立立测测量量的的基基础础上上的的，否否则则，上上述公式严格地说将不成立。述公式严格地说将不成立。2 2对于间接测量值与各直接测量值之间呈非对于间接测量值与各直接测量值之间呈非线性函数关系的情况，上述公式只是近似的，只线性函数关系的情况，上述公式只是近似的，只有当计算有当计算y y的误差允许作线性近似时才能使用。的误差允许作线性近似时才能使用。第59页，讲

31、稿共121张，创作于星期二二、函数误差的分配二、函数误差的分配 在间接测量中，当给定了函数在间接测量中，当给定了函数y y的误差的误差 ，再反，再反过来求各个自变量的部分部分误差的允许值，以保证过来求各个自变量的部分部分误差的允许值，以保证达到对已知函数的误差要求，这就是函数误差的分配。达到对已知函数的误差要求，这就是函数误差的分配。误差分配是再保证函数误差再要求的范围内，根据各误差分配是再保证函数误差再要求的范围内，根据各个自变量的误差来选择相应的适当仪表。个自变量的误差来选择相应的适当仪表。第60页，讲稿共121张，创作于星期二 1 1按等作用原则分配误差按等作用原则分配误差 等作用原则认

32、为各个部分误差对函数误差的影响等作用原则认为各个部分误差对函数误差的影响相等，即相等，即 由此可得由此可得 如如果果各各个个测测量量值值误误差差满满足足上上式式，则则所所得得的的函函数数误差不会超过允许的给定值。误差不会超过允许的给定值。第61页，讲稿共121张，创作于星期二 2 2按可能性调整按可能性调整 因因为为计计算算得得到到的的各各个个局局部部误误差差都都相相等等，这这对对于于其其中中有有的的测测量量值值，要要保保证证其其误误差差不不超超出出允允许许范范围围较较为为容容易易实实现现，而而对对有有的的测测量量值值就就难难以以满满足足要要求求，因因此此按按等等作用原则分配误差可能会出现不合

33、理的情况。作用原则分配误差可能会出现不合理的情况。同同时时当当各各个个部部分分误误差差一一定定时时，相相应应测测量量值值的的误误差差与与其其传传递递函函数数成成反反比比。所所以以尽尽管管各各个个部部分分误误差差相相等，但相应的测量值并不相等，有时可能相差很大。等，但相应的测量值并不相等，有时可能相差很大。第62页，讲稿共121张，创作于星期二 由于存在以上情况，对等作用原则分配的误差，由于存在以上情况，对等作用原则分配的误差，必须根据具体情况进行调整，对难以实现的误差项适必须根据具体情况进行调整，对难以实现的误差项适当扩大，对容易实现的误差项尽可能缩小，而对其余当扩大，对容易实现的误差项尽可能

34、缩小，而对其余项不予调整。项不予调整。第63页，讲稿共121张，创作于星期二 3 3验算调整后的总误差验算调整后的总误差 误差调整后，应按误差分配公式计算总误差，误差调整后，应按误差分配公式计算总误差，若超出给定的允许误差范围，应选择可能缩小的误若超出给定的允许误差范围，应选择可能缩小的误差项进行补偿。若发现实际总误差较小，还可以适差项进行补偿。若发现实际总误差较小，还可以适当扩大难以实现的误差项。当扩大难以实现的误差项。第64页，讲稿共121张，创作于星期二例例4 4 已知铜电阻阻值与温度的关系为已知铜电阻阻值与温度的关系为Rt=R201+a20(t-20)，20时铜电阻阻值时铜电阻阻值R2

35、060.018，a200.0040.000041，求，求铜电阻在铜电阻在30时的电阻值及其误差。时的电阻值及其误差。第65页，讲稿共121张，创作于星期二第五节第五节 粗大误差粗大误差u粗大误差是指不能用测量客观条件解释粗大误差是指不能用测量客观条件解释为合理的那些突出误差，它明显地歪曲为合理的那些突出误差，它明显地歪曲了测量结果。了测量结果。u含有粗大误差的测定值称为坏值，应予含有粗大误差的测定值称为坏值，应予以剔除。以剔除。第66页，讲稿共121张，创作于星期二u产生粗大误差的原因：产生粗大误差的原因：u测量者的主观原因测量者的主观原因u客观外界条件的原因客观外界条件的原因第67页，讲稿共

36、121张，创作于星期二一、拉伊特准则拉伊特准则u拉拉伊伊特特准准则则(3(3准准则则)：如如果果测测量量列列中中某某一一测测定定值值残残差差v vi i的的绝绝对对值值大大于于该该测测量量列列标标准准误误差差的的3 3倍倍，那那么么可可认认为为该该测测量量列列中中有有粗大误差存在，且该测定值为坏值。粗大误差存在，且该测定值为坏值。u坏坏值值剔剔除除后后，应应重重新新计计算算新新测测量量列列的的算算术术平平均均值值及及标标准准误误差差，并并再再次次进进行行检检验验看看余下的数据中是否还含有坏值余下的数据中是否还含有坏值。第68页，讲稿共121张，创作于星期二u拉伊特准则是判定粗大误差存在的一种最

37、拉伊特准则是判定粗大误差存在的一种最简单的方法。简单的方法。u拉伊特准则是在重复测量次数拉伊特准则是在重复测量次数n n趋于无穷大趋于无穷大的前提下建立的，当的前提下建立的，当n n有限时，尤其是当有限时，尤其是当n n很小时（如很小时（如n10n10），此准则就不可靠。），此准则就不可靠。第69页，讲稿共121张，创作于星期二二、格拉布斯准则二、格拉布斯准则 对对某某一一被被测测量量进进行行多多次次等等精精度度独独立立测测量量，获获得一列测定值得一列测定值x1，x2，xn。为为了了检检查查测测定定值值中中是是否否含含有有粗粗大大误误差差，将将xi由小到大按顺序排列为由小到大按顺序排列为第70

38、页，讲稿共121张，创作于星期二格拉布斯按照数理统计理论导出了统计量格拉布斯按照数理统计理论导出了统计量的分布，取定危险率的分布，取定危险率a a，可求得临界值，可求得临界值g g0 0(n,a)(n,a)，而而第71页，讲稿共121张，创作于星期二第72页，讲稿共121张，创作于星期二 这样，得到了判定粗大误差的格拉布斯准则：这样，得到了判定粗大误差的格拉布斯准则：若测量列中最大测定值或最小测定值的残差有满足若测量列中最大测定值或最小测定值的残差有满足 者，则可认为含有残差者，则可认为含有残差v vi i的测定值是坏值，因的测定值是坏值，因此该测定值按危险率此该测定值按危险率a a应该剔除。

39、应该剔除。第73页，讲稿共121张，创作于星期二u用格拉布斯准则判定测量列中是否含有粗用格拉布斯准则判定测量列中是否含有粗大误差的坏值时，选择不同的危险率可能大误差的坏值时，选择不同的危险率可能得到不同的结果。得到不同的结果。u危险率的含义是按本准则判定为异常数据，危险率的含义是按本准则判定为异常数据，而实际上并不是，从而犯错误的概率。而实际上并不是，从而犯错误的概率。u危险率就是误剔除的概率。危险率就是误剔除的概率。第74页，讲稿共121张，创作于星期二例例5 5 测某一介质温度测某一介质温度15次，得到以下一次，得到以下一列测定值数据（列测定值数据（）：）：20.42，20.43，20.4

40、0，20.43，20.42，20.43，20.39，20.30，20.40，20.43，20.42，20.41，20.39，20.39，20.40 试判断其中有无含有粗大误差的坏值。试判断其中有无含有粗大误差的坏值。第75页，讲稿共121张，创作于星期二解：解：(1)按大小顺序将测定值重新排列按大小顺序将测定值重新排列20.30，20.39，20.39，20.39，20.40，20.40，20.40，20.41，20.42，20.42，20.42，20.43，20.43，20.43，20.43(2)计算子样平均值和测量列标准误差计算子样平均值和测量列标准误差第76页，讲稿共121张，创作于星期

41、二(3)(3)选取选取a a5 5，查表得，查表得g g0 0(15,5(15,5)2.412.41(4)(4)计算最大与最小测定值的残差，并用格拉布计算最大与最小测定值的残差，并用格拉布斯准则判定斯准则判定因因故故x x(1)(1)20.3020.30在在a a5 5下被判定为坏值而剔除。下被判定为坏值而剔除。第77页，讲稿共121张，创作于星期二(5)(5)剔除含有粗大误差的坏值后，重新计算余下测剔除含有粗大误差的坏值后，重新计算余下测定值的算术平均值和标准误差，查表求新的临界定值的算术平均值和标准误差，查表求新的临界值，再进行判定。值，再进行判定。故余下的测定值中已无粗大误差的坏值。故余

42、下的测定值中已无粗大误差的坏值。第78页，讲稿共121张，创作于星期二 系统误差与随机误差在性质上是不同系统误差与随机误差在性质上是不同的，它的出现具有一定的规律性，不能的，它的出现具有一定的规律性，不能像随机误差那样依靠统计的方法来处理，像随机误差那样依靠统计的方法来处理，只能采取具体问题具体分析的方法，通只能采取具体问题具体分析的方法，通过仔细的校验和精心的试验才能发现与过仔细的校验和精心的试验才能发现与消除。消除。第六节第六节 系统误差的分析与处理系统误差的分析与处理第79页，讲稿共121张，创作于星期二 设有一列测定值设有一列测定值x x1 1，x x2 2，x xn n，若，若测定值

43、测定值x xi i中含有系统误差中含有系统误差i i，消除系统误，消除系统误差之后其值为差之后其值为xxi i，则，则x xi i=x=xi i+i i，其，其算术平均值为算术平均值为 式中，式中，是消除系统误差之后的一列测定是消除系统误差之后的一列测定值的算术平均值。值的算术平均值。一、系统误差的性质一、系统误差的性质第80页，讲稿共121张，创作于星期二 测定值测定值x xi i的残差的残差 式中，式中，vvi i是消除系统误差之后的测定值的残差。是消除系统误差之后的测定值的残差。第81页，讲稿共121张，创作于星期二由此，可以得到系统误差的两点性质：由此，可以得到系统误差的两点性质：（1

44、 1）对对恒恒值值系系统统误误差差，由由于于 ，所所以以v vi i =vvi i。由残差计算出的测量列的均方根误差由残差计算出的测量列的均方根误差 式中，式中，是消除系统误差后测量列的均方根误差。是消除系统误差后测量列的均方根误差。第82页，讲稿共121张，创作于星期二 因因此此，得得到到系系统统误误差差的的性性质质之之一一：恒恒值值系系统统误误差差的的存存在在，只只影影响响测测量量结结果果的的准准确确度度，不不影影响响测测量量的的精精密密度度参参数数。如如果果测测定定值值子子样样容容量量足足够够大大，含含有有恒恒值值系系统误差的测定值仍服从正态分布。统误差的测定值仍服从正态分布。第83页，

45、讲稿共121张，创作于星期二 (2)对对变变值值系系统统误误差差，一一般般有有 ，所所以以vi vi，。因此，得到系统误差的第二个性质：因此，得到系统误差的第二个性质：变值系统误差的存在，不仅影响测量结果变值系统误差的存在，不仅影响测量结果的准确度，而且会影响测量的精密度参数。的准确度，而且会影响测量的精密度参数。第84页，讲稿共121张，创作于星期二二、系统误差处理的一般原则二、系统误差处理的一般原则 1 1在测量之前，应该尽可能预见到产生系统误差在测量之前，应该尽可能预见到产生系统误差的来源，设法消除之。或者使其影响减少到可以接的来源，设法消除之。或者使其影响减少到可以接收的程度。收的程度

46、。系统误差的来源一般可以归纳为以下几个方面：系统误差的来源一般可以归纳为以下几个方面：由由于于测测量量设设备备、试试验验装装置置不不完完善善，或或安安装装、调调整整，使使用用不不得当而引起的误差。得当而引起的误差。由于外界环境因素的影响而引起的误差。由于外界环境因素的影响而引起的误差。由于测量方法不正确，或者测量方法所赖以存在的由于测量方法不正确，或者测量方法所赖以存在的理论本身不完善而引起的误差。理论本身不完善而引起的误差。第85页，讲稿共121张，创作于星期二 2 2在实际测量时，尽可能地采用有效的测量方法，在实际测量时，尽可能地采用有效的测量方法，消除或减弱系统误差对测量结果的影响。消除

47、或减弱系统误差对测量结果的影响。（1 1）对置法：消除恒值系统误差常用的方法。对置法：消除恒值系统误差常用的方法。这种方法的实质是交换某些测量条件，使得引这种方法的实质是交换某些测量条件，使得引起恒值系统误差的原因以相反的方向影响测量结果，起恒值系统误差的原因以相反的方向影响测量结果，从而中和其影响。从而中和其影响。第86页，讲稿共121张，创作于星期二 例如，在两臂为例如，在两臂为l l1 1,l,l2 2的天平上称重，先的天平上称重，先将被测重量将被测重量x x放在左边，标准砝码放在左边，标准砝码P P放在右放在右边，调平衡后，有边，调平衡后，有第87页，讲稿共121张，创作于星期二 若若

48、l l1 1与与l l2 2不严格相等，则取不严格相等，则取x xP P必引入恒值必引入恒值系统误差，此时，若将系统误差，此时，若将x x、P P交换位置，由于交换位置，由于l l1 1ll2 2，P P需换为需换为PP才能与才能与x x平衡，即平衡，即 于是可取于是可取 这样可消除因天平臂长不等而引入的恒值这样可消除因天平臂长不等而引入的恒值系统误差。系统误差。第88页，讲稿共121张，创作于星期二 （2 2）对对称称观观测测法法：消消除除线线性性变变化化的的累累进进系系统统误误差差最有效的方法。最有效的方法。若在测量过程中存在某种随时间呈线性变化若在测量过程中存在某种随时间呈线性变化的系统

49、误差，则可以通过对称观测法来消除。它的系统误差，则可以通过对称观测法来消除。它就是将测量以某一时刻为中心对称地安排，取各就是将测量以某一时刻为中心对称地安排，取各对称点两次测定值的算术平均值作为测量结果，对称点两次测定值的算术平均值作为测量结果，即可达到消除线性变化的累进系统误差的目的。即可达到消除线性变化的累进系统误差的目的。第89页，讲稿共121张，创作于星期二u由于许多系统误差都随时间变化，而且由于许多系统误差都随时间变化，而且在短时间内可认为是线性变化。因此，在短时间内可认为是线性变化。因此，如果条件许可均宜采用对称观测法。如果条件许可均宜采用对称观测法。第90页，讲稿共121张，创作

50、于星期二（3 3）半半周周期期偶偶数数观观测测法法：可可以以很很好好地地消消除除周周期期性变化的系统误差。性变化的系统误差。周期性系统误差可表示为周期性系统误差可表示为 其其中中为为常常数数，t t 为为决决定定周周期期性性误误差差的的量量，T T为为周周期期性系统误差的变化周期。性系统误差的变化周期。第91页，讲稿共121张，创作于星期二 当当t=tt=t0 0时，周期性误差时，周期性误差0 0为为当当 时，时，而而 。可可见见，测测得得一一个个数数据据后后，相相隔隔t t的的半半个个周周期期再再测测一一个个数数据据，取取二二者者的的平平均均值值，即即可可消消去去周周期期性性系系统误差。统误