mjerna nesigurnost - Državni zavod za mjeriteljstvo
mjerna nesigurnost - Državni zavod za mjeriteljstvo
mjerna nesigurnost - Državni zavod za mjeriteljstvo
Create successful ePaper yourself
Turn your PDF publications into a flip-book with our unique Google optimized e-Paper software.
JCGM 100:2008<br />
prijenosa <strong>nesigurnost</strong>i, kao {to je u~injeno u ovim uputama, jer ona pokazuje kako se <strong>nesigurnost</strong>i ulaznih veli~ina<br />
w i , <strong>za</strong> koje se uzima da su jednake standardnim odstupanjima razdioba vjerojatnosti veli~ina w i , sastavljaju da bi<br />
dale <strong>nesigurnost</strong> izlazne veli~ine z ako se uzme da je ta <strong>nesigurnost</strong> jednaka standardnom odstupanju razdiobe vjerojatnosti<br />
veli~ine z.<br />
E.3.3 Jednad`ba (E.3) tako|er se primjenjuje na prijenos vi{ekratnika standardnih odstupanja, npr. kad bi se<br />
svako standardno odstupanje s i <strong>za</strong>mijenilo vi{ekratnikom ks i , s istim k <strong>za</strong> svako s i standardno odstupanje izlazne<br />
veli~ine z <strong>za</strong>mijenilo bi se s ks z . Me|utim, to se ne mo`e primijeniti na prijenos intervala povjerenja. Kad bi se<br />
svako standardno odstupanje s i <strong>za</strong>mijenilo veli~inom d i , koja odre|uje interval koji odgovara odre|enoj razini<br />
povjerenja p, dobivena veli~ina <strong>za</strong> z, d z , ne bi odre|ivala interval koji odgovara istoj vrijednosti razine povjerenja<br />
p osim ako sve veli~ine w i nisu opisane normalnim razdiobama. U jednad`bi (E.3) ne vrijedi pretpostavka o normalnosti<br />
razdioba vjerojatnosti veli~ina w i . To~nije, kad bi se u jednad`bi (10) iz podto~ke 5.1.2 svaka standardna<br />
<strong>nesigurnost</strong> u(x i ) odredila iz neovisnih opetovanih opa`anja i pomno`ila t-faktorom koji <strong>za</strong> posebnu vrijednost razine<br />
povjerenja p (recimo, p = 95 posto) odgovara njezinu broju stupnjeva slobode, <strong>nesigurnost</strong> procjene y ne bi<br />
odre|ivala interval koji odgovara toj vrijednosti razine povjerenja p (vidi podto~ke G.3 i G.4).<br />
NAPOMENA: Kad se s pomo}u jednad`be (E.3) prenose intervali povjerenja <strong>za</strong>htjev normalnosti mo`e biti jedan od razloga<br />
<strong>za</strong> povijesno razdvajanje sastavnica <strong>nesigurnost</strong>i izvedenih iz opetovanih opa`anja, <strong>za</strong> koje se pretpostavljalo da su normalno<br />
raspodijeljene, od onih sastavnica <strong>nesigurnost</strong>i koje su se odre|ivale jednostavno kao gornja i donja granica.<br />
E.3.4 Razmotrimo ovaj primjer: neka izlazna veli~ina z ovisi samo o ulaznoj veli~ini w,z=f(w), gdje je ulazna<br />
veli~ina w procijenjena kao srednja vrijednost od n vrijednosti w k veli~ine w, neka se te n vrijednosti dobivaju iz n<br />
neovisnih opetovanih opa`anja q k slu~ajne varijable q i neka su w k i q k me|usobno pove<strong>za</strong>ni izrazom:<br />
w k = a + bq k<br />
(E.4)<br />
Tu je a stalno "sustavno" odstupanje (ili pomak) <strong>za</strong>jedni~ko svim opa`anjima, a b <strong>za</strong>jedni~ki faktor ljestvice. Za<br />
odstupanje i faktor ljestvice, premda su nepromijenljivi tijekom odvijanja opa`anja, pretpostavlja se da su opisani<br />
apriornim razdiobama vjerojatnosti, pri ~emu su a i b najbolje procjene o~ekivanja tih razdioba. Najbolja je procjena<br />
veli~ine w aritmeti~ka sredina ili prosje~na vrijednost w dobivena iz izra<strong>za</strong>:<br />
w = 1 n<br />
n<br />
∑w k<br />
k = 1<br />
∑<br />
= 1 n k<br />
n<br />
= 1<br />
(a + b qk ) (E.5)<br />
Veli~ina z tada se procjenjuje kao funkcija f(w) =f(a, b, q 1 , q 2 , ..., q n ), a procjena u 2 (z) njezine varijancije s 2 (z)dobiva<br />
se iz jednad`be (E.3). Ako se zbog jednostavnosti pretpostavi da je z = w, tako da je najbolja procjena veli~ine<br />
z = f (w) =w, tada se mo`e lako na}i procjena u 2 (z). Uzimaju}i u obzir da je iz jednad`be (E.5)<br />
i<br />
∂f<br />
∂a =1,<br />
∂f<br />
∂b = 1 n<br />
n k<br />
∑<br />
= 1<br />
q k = q<br />
∂f<br />
∂q<br />
k<br />
= b ,<br />
n<br />
ozna~uju}i procijenjene varijancije veli~ina a i b redom s u 2 (a) iu 2 (b) te pretpostavljaju}i da ta pojedina~na<br />
opa`anja nisu korelirana iz jednad`be (E.3) dobiva se:<br />
u 2 (z) =u 2 (a) +q 2 u 2 (b) + b 2 s<br />
2 ( q ) k<br />
n<br />
(E.6)<br />
gdje je s 2 (q k ) eksperimentalna varijancija opa`anja q k izra~unana u skladu s jednad`bom (4) u podto~ki 4.2.2, a<br />
s 2 (q k )/n=s 2 (q) eksperimentalna varijancija srednje vrijednosti q [jednad`ba (5) iz podto~ke 4.2.3].<br />
67