Построение, характеристики и погрешности измерительных приборов и систем

79 Поэтому с погрешностью 0,05 σ можно считать , что 0,05- я и 0,95- я квантили для любых из этих распределений с доверитель - ной вероятностью P Д = 0 могут быть определены как ∆ х 0,05 = m – 1,6 σ и ∆ х 0,95 = m + 1,6 σ , где m – координата центра распределения . Отсюда значение по - грешности , определенное как ∆ 0,9 = 1,6 σ , для любых из этих рас - пределений является погрешностью с 90 %- ной доверительной ве - роятностью , т . е . 1,6 σ = ∆ 0,9 , P Д = 0,9. Так как при суммировании погрешностей любого сочетания распределений этого класса результирующее распределение также будет принадлежать этому классу , то и для него справедливо соот - ношение ∆ 0,9 Σ = 1,6 σ Σ . Это обстоятельство открывает возможность для очень про - стого расчетного метода суммирования погрешностей : если заданы значения суммируемых составляющих ∆ 0,9 i , то 0,9 1,6 i i ∆ σ = ; 2 1 n i i Σ = σ = σ ∑ и ∆ 0,9 Σ = 1,6 σ Σ или просто 0,9 2 1,6 Σ Σ ∆ σ = ; 2 0,9 0,9 1 n i i Σ = ∆ = ∆ ∑ . Таким образом , предпочтительным значением доверительной вероятности при нормировании случайных погрешностей является P Д = 0,9, тем более , что оценка ∆ 0,9 определяется с гораздо большей точностью , чем , например , ∆ 0,97 или ∆ 0,99 . Используя доверительные границы ± ∆ Д погрешности , необ - ходимо иметь в виду следующее обстоятельство . Эти границы рас - полагаются симметрично относительно нуля лишь при отсутствии у прибора или преобразователя систематической составляющей погрешности m . Если m ≠ 0, то границы погрешности оказываются несимметричными . Например , если ± γ Д = ± 0,4 %, а m = +0,1 %, то