Способ комплексирования измерения

Способ комплексирования измерения

Иллюстрации

Показать все

Реферат

 

ОПИСАНИЕ ИЗОБРЕТЕНИ

К ПАТЕНТУ

Комитет Российской Федерации по патентам п товарным знакам (21) 5012212/10 (22) 20.11 91 (46) 15.12.93 Бюл. Ма 46-46 (75) Онищенко А.M. (73) Товарищество с ограниченной ответственностью "ДиСиДи" (54) СПОСОБ КОМПЛЕКСИРОВАНИЯ М3МЕРЕНИЯ (57) Изобретение относится к измерительной технике и может быть использовано дпя контроля многокомплексных веществ непосредственно в транспортных технологических потоках например, для контроля качества углей, руд и продуктов их переработки. С целью повышения точности определения среднего значения путем снижения влияния флуктуаций у возмущающих факторов обьекта контроля в способе комплексирования измерений, включающем многократное измерение каждой из входных величин k, х „.„x с использованием пре1 2"" и образователей информацйи и определение среднего значения контролируемого параметра П, из и-входных величин формируют h таких парных сочетаний х, и х„в каждом из которых эллилсрас сеи1 ) (19) RU (11) 2004902 Cl (51}5 001п21 02 вания входных величин при постоянном значении контролируемого параметра наклонен под углом з

= (0,7 — 13) 90 к касательной к зависимости х =f(x) при изменении контролируемого параметра, ) для каждого из р значений П готовят по q проб с постоянным значением П и со случайными значениями возмущающих факторов, в каждой пробе измеряют значения пар входных. величин и для каж— дого из h значений П находят средние значения и параметры эллипсов рассеивания h пар входных величин, после чего измеряют входные величины для пробы с неизвестным значением контролируемого параметра, определяют по два ближайших расстояния от пар измеренных входных величин до соответствующих средних значений пар входных величин. определяют относительно значения каждой из h двоек ближайших расстояний в единицах эллипсов рассеивания, по h относительным значениям пар расстояний определяют h значений контролируемого параметра. а среднее значение П определяют по этим h значениям контролируемого параметра. 8 ил.

2004902

Изобретение относится к измерительной технике и может быть использовано при контроле многокомпонентных веществ непосредственно в транспортных технологических потоках, например, для контроля качества углей, руд и продуктов их переработки.

Известен способ комплексирования измерений, включающий многократное измерение каждой из входных величин с использованием преобразователей информации. число которых больше числа входных датчиков, определение среднего значения результата измерений и исключение из.результата вычисленных значений, отличающихся от среднего на величину, бо/ьшую допустимой, в котором для повышения точности измерений и уменьшения количества требуемой аппаратуры к каждому входному датчику подключают поочеред- 20 ,но каждый из преобразователей, на преобразователи, не подключенные к датчикам, подают эталонные или нулевые сигналы, а при появлении на выходе преобразователя результата, отличающегося от среднего значения на величину, большую допустимой, этот преобразователь исключают иэ процесса подключения к входным датчикам.

Недостатком известного способа явля- 30 ется низкая точность измерений, связанная с быстрым изменением сигнала с датчика при его выходе из строя.

Известен способ комплексирования измерений, включающий многократное из- 3-

l" мерение каждой из входных величин с использовайие л преобразователей информации, число которых больше числа входных датчиков, определение среднего значения резул ьтата измерения и искл юче-. 40 ние из результата вычисленных значений, отличающихся от среднего на величину, большую допустимой, в котором к каждому датчику подключают поочередно каждый из преобразователей, нэ преобразователи, не 45 подключенные к датчикам, подают эталонные или нулевые сигналы, а при появлении на выходе преобразователя результата, отличающегося от среднего значения на величину, большую допустимой, этот пре- 50 образователь исключают из процесса подключения к входным датчикам, одновременно с процессом измерений сигналы с выхода каждого датчика дифференцируют, результаты дифференцирования сравнивают с априорно установленной максимальной скоростью изменения входной величины и в случае превышения сигналом этого уровня соответствующий датчик исключают из процесса измерений, а получен 1 ные с него результаты не учитывают при определении среднего значения.

Недостатком известного способа является низкая точность определения среднего значения иэ-за сильных влияний флуктуаций многих возмущающих факторов объекта контроля.

Целью изобретения является повышение точности определения среднего значения путем снижения влияния флуктуаций возмущающих факторов объекта контроля, На фиг.1 показана проекция зависимости значений контролируемого параметра П от входных величин Х1 и Xz на плоскость входных величин Х1ОХ2, где точкам Оз, 02 и

01 соответствуют увеличивающиеся значения контролируемого параметра Пз, Пг и П, где проекция является линейно возрастающей зависимостью Xz =- а + bX), там же показаны эллипсы рассеивания входных величин Х1 и Xg при постоянных значениях П; нэ фиг.2 — проекция зависимости значений контролируемого параметра П от второй пары входных величин Хз и Х4 на плоскость

ХЗОХЛ, где X4 — с ехр (dXS); на фиг.3 — проекция градуировочной зависимости П от третьей пары входных величин Хэ и Xg, где

Хв = а — ЬХ5 является линейно падающей зависимостью; на фиг.4 — проекция зависимости П от четвертой пары входных величин

Х7 l1 XQ на плоскость Х70Хв, где Хв = с ехр (-0Хт) является падающей экспоненциальной зависимостью; нэ фиг,5 — геометрическая интерпретация определения угла для линейной растущей зависимости между входными величинами, аналогичной показанной на фиг,1; на фиг.б.- определение угла наклона большой оси эллипса рассеивания пары входных величин при П = const для случая экспоненциальной падающейзависимости Хв = с ехр (-бХ7), показанной на фиг.4; на фиг.7 — аналогичная приведенной на фиг,1 зависимость Хг = а+ bX> и границы случайной погрешности этой зависимости пунктирные линии по обе стороны от сплошной растущей линейной зависимости, образованные рассеиванием входных величин

Х1 и Х2 при П = const, когда эллипсы рассеивания входных величин большими осями наклонены под нулевым углом к зависимости, то есть, когда большие оси эллипсов рассеивания входных величин совпадают с прямой Xz = а+ bXt; на фиг,8 — аналогичная фиг,7 зависимость, для которой эллипсы

"рассеивания входных величин Х> и Х2 образуют те же по величине границы случайной погрешности, показанные пунктирными линиями по обе стороны от сплошной прямой, но когда эллипсы рассеивания пары вход2004902

10

20 рассеивания при П = const также наклонен под тем же углом у - (0,7 — 1,3) 90О к каса- 25

40 ных величин наклонены к линейной зависимости под прямым углом 90О.

Способ комплексирования измерений реализуется следующей последовательностью операций.

Из и-входных величин Х1, Xz,...,Xn формируют пару входных величин, например Х1 и Xz, таких, для которых эллипс их рассеивания при постоянном значении контролируемого параметра П = const наклонен под углом g = (0,7 —.1,3) 90 к касательной к зависимости Xg = f(Xt).

Из той же совокупности и-входных величин формируют вторую пару входных величин, например . Хз и Х4, для которых эллипс рассеивания . при постоянном значении П = const t K; <å наклонен под тем же углом y= (0,7 — 1,3) 90 к касательной к зависимости Х4 = f(Xa) при изменениях контролируемого параметра Il.

Из той же совокупности и-входных величин формируют третью пару входных величин, например Хв и Хб, для которых эллипс тельной к зависимости Хе = 1(Х ) при изменениях П.

Из той.же совокупности входных величин формируют четвертую пару, например величин Х7 и Хв, для которых эллипс ðàññåивания при П = const также наклонен под тем же углом y = (0,7-1,3) 90 к зависимости

Хб- f(Xy) при изменениях П.

Всего формируют h сочетаний из ивходных величин по две; то есть чтобы в каждой сформированной паре одна пара отличалась от любой. другой хотя бы одной .величиной. Для приведенных на чертеже зависимостей в конкретном рассматриваемом примере формируются четыре сочетания .входных величин по две.

Задают р значений контролируемого параметра П, П,...,AP, Для рассматриваемого случая и фиг.1 — 4 этих значений три.

Каждому значению П на фиг.1-4 соответствуют заданные значения контролируемого параметра. Точке Ot соответствует значение П1, точке О соответствует значение

П и точке Оз соответствует значение Пз, причем П1>П2>Пз. Фиг,7 и 8 иллюстрируют пример 6 значений П; где они также соответствуют условию П1>Пг>Пз>П4>Пь>Пе.

Значения контролируемого параметра П должны по возможности равномерно заполнять весь диапазон изменений П так, что

П1>Птах, а Пз Amin.

Для каждого из р значений контролируемого параметра готовят по ц проб c постоянным значением П; для первой пары

55 входных величин эти q проб готовят так, чтобы B них случайным образом изменялись значения одного (или одновременно нескольких) наиболее сильных возмущающих факторов объекта контроля; для второй пары входных величин готовят q проб так, чтобы в них случайным образом изменялись значения второго (или одновременно нескольких еще с ним) возмущающего фактора объекта контроля и так далее и для последней пары выходных величин q проб готовят так, чтобы в них случайно изменялись значения последнего (или одновременно нескольких последних) возмущающего фактора объекта контроля. Для каждого из р значений П и для каждой из р пар входных величин отбирают(готовят) по ц проб и поэтому общее количество приготовленных проб равно (qhp).

В каждой пробе измеряют значения пар входных величин. Всего измеряют 2pqh входных величин для qhp отобранных проб.

Для каждого из р значений П и для каждой из h nap входных величин рассчитывают средние значения пар входных величин (всего р значений средних пар входных величин) и определяют параметры (коэффициенты) эллипсов -рассеивания каждой из пар.входных величин для каждого значения контролируемого параметра П (всего для каждого эллипса рассеивания пары входных величин рассчитывают 5 значений коэффициентов и всего рассчитыва.от коэффициенты для hp эллипсов, по одному эллипсу для каждой из пар для каждого из значений параметра П).

Измеряют все входные величины в пробе с неизвестным значением контролируемого параметра.

Определяют по два наименьших расстояния от каждой пары измеренных входных величин до соответствующих средних значений соответствующих парных сочетаний входных величин. Всего определяют 2h пар наименьших расстояний, Определяют относительные значения всех 2h пар наименьших расстояний. Для этого каждое из расстояний делят на размер эллипса рассеивания пары входных величин, причем размер эллипса берут от центра до точки с координатами пары измеренных величин.

По каждой паре наименьших относительных расстояний определяют значение контролируемого параметра..Всего on ределяют h значений, По рассчитанным значениям контролируемого параметра определяют среднее значение контролируемого параметра П с

2004902

° I

50 учетом погрешностей определения каждого иэ li значений контролируемого параметра.

Обоснования и особенности каждой из операций способа комплексирования измерений заключаются в следующем.

Первой серией операций по комплексировани1о измерений является формироваll«G из и-входных величин Х1,Xz„...Xtt таких парных сочетаний Х1 и Х1, в каждом иэ которых эллипс рассеивания пары входных ве-. личинн и ри постоя1! IIDM значении контролируемого параметра П = const наклонен под углом у=(0,7-1,3) 90 к касательной к зависимости Х1 - f(Xj) при изменении контролируемого параметра. Обоснование этой серии операций заключается в следующЬм.

Иэ анализа приведенных на фиг.7 и 8 зависимостей следует, что при совпадении проекции градуировочной характеристики

П = 1(Х1, Xz) IIG плоскость X

Х1 и Xz что имеет место в показанном на фиг.7 случае, близкие значения.контролируемого параметра П1, П2, Пз, П4, Пь и Пь когорым соответствуют точки соответственно 01, Oz, Оэ, 04, 05 и Os отличаются друг от друга с достоверностью не более 0,6 для показанных на фиг.7 единичных эллипсов рассеивания пар входных величин, когда рассеивание входных величин по соответству1ощим осям равны средним квадратическим отклонениям этих величин.

Из анализа приведенных на фиг,8 зависимост(,й Х2 = а + ЬХ1 для различных значений контролируемого параметра

П1>П2>Пэ>П4>Пц>Пв, которым. соответствуют точки 01, Oz Оэ, 04, 05 и Об и показанных единичных эллипсов рассеивания Е1, Ег, Ез, Е4. Е и Eg следует, что соседние эллипсы начнут снаружи касаться другдруга, если их увеличить в соответствующее число раз.

Так. для внешнего касания эллипсов Е1 и Е их нужно увеличить по всем направлениям в Ка = 1,765 раз, Ег и Ез — в Йэ = 2 раза, Ез и Е4 8 К34 =- 2,31 раза, Е4 и Е5 в К45 = 2,73 раза ft Ев, и Ев — в К4з =- 3,33 раза, Вероятность выхода случайной точки (Х1, Х2) за пределы эллипса рассеивания входнь1х величин при К-кратном увеличении размеров эллипса по сравнению с единичным эллипсом при К - 1 определяется по формуле

Р = ехр (-К /2) (1).

Для нормального одновременного распределения вероятность выхода за пределы двухси1мового отклонения равна 0,05, а вероятность выхода точки Xt, Xz) за пределы эллипса рассеивания в 0,05 обеспечивается при Q - 1,2248. Поэтому вероятности отличения друг от друга значений П равны соответственно: ÏI от П2 не хуже 0,79; Hz от Пэ не хуже ОЯ6; Пэ от П4 не хуже 0,93; П4 от Пь не хуже 0975 и Пз от П6 не хуже 0996.

Видно, что. для показанного на фиг.8 случая вероятность совершения ошибки PpUt = 1 — Р при отличении друг от друга соседних значений П по сравнению с показанным на фиг.7 случаем уменьшается от 3 раз для отличения П1 от П2 до 100 раэ для отличения

Пь от Пб по измеренным входным величинам

Х1 и Х2.

Этот анализ фиг.7 и 8 показывает, что полоса случайных погрешностей по сторонам проекции градуировочной характеристики еще не определяет величину случайной погрешности расчета контролируемого параметра по результату измерения двух входных величин, так как при одинаковых полосах на фиг.7 и 8 flof pGUIHQ" сти получаются далекими друг от друга. Это важное явление не было раньше известно в метрологии и поэтому не могло учитываться при расчетах случайной погрешности или при формировании сочетаний пар входных величин для определения по ним значений контролируемого параметра.

Иэ анализа зависимостей по фиг.7 и 8 следует, что оптимальной стратегией разработчика метода комплексирования и измерений является формирование такой совокупности сочетания пары входных величин XI и Х2, которые Gbt обеспечивали близкий к 90 угол у между большой осью эллипса рассеивания входных величин при

П = const и при изменяющихся значениях наиболее сильного возмущающего фактора объекта контроля и касательной к зависимости Х = 1(Х1). Это, позволит увеличить то значение К, при котором неизменные по размерам эллипсы начнут снаружи касаться друг друга, Абсолютное значение коэффициента корреляции между некоррелированными с П остатками входных величин Х1 и Х2

1г! должно быть по возможности большим, так как с ростом irl при прочих равных условиях сначала К медленно увеличивается от 1 при r 0,5 до 2 np«r = 0,875, далее до 3 при r 0,945, и затем быстро увеличивается до 10 при r = 0,995 и до 100 при r = 0 99995.

Чтобы определить 121 и гц1, поступа55 ют следующим образом. Из контролируемо го продукта отбирают пробы и в каждой пробе измеряют значения первого сочетания входных величин по две Х1 и Xz и значение контролируемого параметра, По этим

2004902

10 данным, например, по методу наименьших квадратов, определяют вид градуировочной характеристики П - f(X1, Х21 и коэффициенты ее уравнения. После этого для нескольких например, для шести, как это показано на фиг.7 и 8) значений П, по возможности равномерно заполняющих весь диапазон измерения П, готовят по q проб (с МО) с постоянным значением контролируемого, параметра П1= const и с произвольно изменяющимися значениями первого и возможно еще нескольких наиболее сильного возмущающего фактора и в каждой пробе измеряют значения входных величин Xlll

Х2». По результатам измерений каждой иэ двух входных величин определяют средние значения при П1 = const

X»-q X

14

Щ1 = (q — 1), (Х1г — Х11)

=1 (3)

Oг1 = (ч — 1), (X2 ln — Хг1) коэффициент корреляции между входными величинами Х11 и Х21

Г!г1 = g (Х1И вЂ” X11) {ХгЦ вЂ” Х21)1

» (Ь11021) = К121(о11о21} (4) По этим же данным для уравнения эллипса рассеивания пары входных величин

ApN П1 const. а121Х1 + 2а.121Х1Х2+ С121Х2 +

+ 2CI121X1 + 21121Х2 + f121 0 определяют его коэффициенты а г1 =011. Ьш = — Х (Х» -хн){Хгц—! =1) =1 21) = 121 ч о121 =) 21 К121 %1 {)31 °

1121 =%1 121 — 21 41 (6) f121 = Х11 {)21 + Х21 {Я1 — 2 X 1 1 X21I(121

С 121 — CR1

По этим же данным определяют угол наклона большой оси эллипса рассеивания остатков входных величин к оси абсцисс (а на фиг.5)

1) 2 <121 >

Теперь определяют угол наклона проекции градуировочной характеристики Х2 =

=1(Х1) к оси абсцисс

15 fJ pl2 =д jf(X1)3_#_8Х1 =д(а+ 01X1)/д Xl =6 (8) .Тогда, согласно фиг.5 и 6 определяют угол между касательной к проекции. градуировочной характеристики .и большой осью

20 эллипса рассеивания остатков входных величин Х1 и Х2

)г121 = IQ121 {)t)12l =

Р

25 = I arctg (2 Г121 Щ 1Щ1 (0 1 431) ) arclg b I

2 (9)

Здесь знак абсолютной величины учитывает, что при падающей зависимости

Х2 = )(Х1} ф>90, а а <90 . то есть, что

30 >„

Если входные величины выбраны правильно, то обеспечивается выполнение условия

y121 = (0,7-1,3 ) 90О. " (10)

Если же условие (10) не выполняется, то выбирают другое сочетание входных величин, чтобы обеспечить согласно (10) более близкий.к 90О угол между большой осью эллипса рассеивания и касательно к проекции градуировачной характеристики, .

Аналогично описанному выбирают вто45 рое сочетание.паРы входных величин Хз и

Х4, например, для .показанной на фиг,2 проекции градуиравочнай характеристики . Х4 " с ехр (бХз). Отличие заключается толька в.том, что q проб отбирают при из0 менениях второго (или группы других) возмущающего фактора при П1 = const.

Аналогично описанному выбирают .третье сочетание входных величин Xs и Х8, например, для показанной на фиг.З проекции градуиравочной характеристики Х6 =

=а — ЬХ5. Отличие заключается только в том, что q проб отбирают при изменениях третьего (или группы третьих) возмущающего фактора при Пl = const.

2004902

Аналогично описанному выбирают четвертое сочетание пары входных величин Х7 и Хз, например, дпя показанной иа фиг.4 проекции градуировочной характеристики

Хв = с ехр (-0Хт). Отличие заключаетсл лишь в том, что q проб отбирают при изменениях четвертого или группы четвертых возмущающего фактора при П1 = со))з1, Процесс выбора пар входных величин прекращают в том случае, когда все значимые возмуща)ощие факторы учтены выбором сочетаний входных величин по две.

Из результатов процесса выбора парных сочетаний входных величин длл каждой пары входных величин запоминают средние значения пар входных величин длл несколькилх значений контролируемого параметра (например, дпя шести, как показано на фиг,7 и 8), коэффициенты уравнений эллипсов рассеивания входных величии также для нескольких значений контролируемого параметра. Таким образом, в результате отбора необходимых сочетаний входных величии по две произошла l1 градуировка способа комплексирования измерений.

Теперь измеря)от все отобранные пары входных величии Х1А и Х2А, Хзп и Хао, Хин и

Хеи, Х71 и ХВ1, которыми определяются соответственно: координаты точки А иа фиг.1, координаты точки 0 иа фиг,?, координаты точки Н иа фиг.3 и координаты точки 1 на фи r.4.

По результату измерения входных величии Х1д и Х2д Ог)редсля)от расстояния от точки А до центров всех эллипсов рассеивания ocTQTKop Входных Величин Х1 и Xz, то есть расстояния АО1 Аог, Аоз, АО4 Аоь и AOG для показанного иа фиг.7 и 8 случая или для первых трех расстояний в показанном на фиг.1 случае. Для расстояний АО1 и АОг ближайших к точке А центров эллипсов (фиг.1) формулы име1от вид а1 = А01 = (1А Х11) + (Хгд Х21)

122 = Л02 = (X1* — Х12) 1 (Х2И вЂ” Х22) (11)

Па двум ближайшим расстояниям определлют их относительные значеиил, выраженные соответственно в единицах размеров эллипсов ВО1 и СОг. Для этого сначала определяют координаты точек В и

С пересечения прямых А01 и А02 соответственно с эллипсами Е1и Е2. Аналогичноуравнеиию (5) запишем уравнение эллипса Ez а122Х1 +20122Х1Х2+С122Х2 + г

+ 20122Х1+ 2l122X2 + т122 = 0 (12)

Запишем уравнения прямых АО1 и

АОг, как уравнения прямых, проходящих через точки А и 01 и А и 02 соответственно с известными координатами А(Х1д, Хгд), 01(X11 Х21) и 02(X12, X22)

5 (X2-Хгд)(Х21-X2A) = (X1-X1A)(X11 X1A) (13) (X2-X2A)(X22-X2A) = (X1-Х1д)(Х12- X1A) (14)

Решая совместно уравнения (5) и (13), находят координаты точки В.

10 Аналогично, решая совместно уравнеиил (12) п (14) относительно Х1 и Хг,.находят координаты точки С.

Затем определяют относительные зна-чеиил расстояний АО1 и АОг.

d10 = d1d0, d20 = d2dc (15) где расстоянил dB = 018 и dc = 02С определлются по координатам точек В и С и

20 точек 01 и Oz.

Сумма относительных расстояний d10 и

dz0 характеризует разность значений контролируемого параметра Ь П = П1-Пг. Тогда значение неизвестного параметра Пд, соот25 ветствующее совокупности входных величин Х1д и XzA, определяется по формулам

Пд = П1- д ПО10(010+020), Пд = Пг+ д lldzo(d10+ dz0) (16), Значения Пд и Пд определены с иеоди1 иаковыми погрешностями. Более точным является то значение, которое определено

35 по меньшему относительному расстоянию, Поэтому уточненное значение контролируемого параметра определяют по значениям

Пд и Пд, взятым с весамИ (коэффициента1 11

М ми важности), пропорциональными обратным относительным расстояниям от точки А до центров эллипсов Е1 и Ег

Пд(ПА 020+ПА а10)(г)10+аг0) (1 с120+Пг О10}(010+020) (17)

Объяснлетсл это тем, что при переносе соответствующего эллипса в точку А ближний к точке А эллипс Е1 будет меньше де50 формироваться, чем более дальний эллипс

Ez (из фиг.1 видно, что при переносе из точки 01 эллипс Е1 переносдм в точку Ог деформируетсл в эллипс Ez), Аналогично по результату Хзр, Х1О из55 мерения входных величин Хз и Хз определяют соответствующее точке D значение контролируемого параметра По.

Аналогично по результату Хьн, Хби входных величин Хв и Хе определяют соответст13

2004902

14 вующее точке Н (фиг,3) значение контролируемого параметра Пн.

Аналогично по результату измерения

Х71, Xgl входных величин X7и Xaопределяют соответствующее значение контролируемо- 5 го параметра П .

Заведомо, например, с помощью образцовых средств измерений определяют погрешности получения значений контролируемого параметра с помощью всех пар 10 входных величин. В рассматриваемом примере определения значений контролируемого параметра по четырем парам входных величин эти погрешности соответственно равны А для пары величин Х и Х, D для 15 пары входных величин Хз и Х4, Н для пары входных величин Хн и Хг, 1 для пары входных величин Х7 и Хн. Поэтому по четырем уточненным результатам Пд, Пр, Пн и П с учетом погрешностей получения этих ре- 20 зультатон определяют истинное значение контролируемого параметра по формуле (Од + Ол2 + a + Ж )

30 чайными значениями возмущающих факто35 рон, в каждой пробе измеряют значения пар входных величин и для каждого из Р значений И находят средние значения и параметры эллипсов рассеивания h nap входных величин, после этого измеряют

40 входные величины для пробы с неизвестным значением контролируемого параметра, определяют по два ближайших расстояния от пар измеренных входных величии да соответствующих средних значений и пар входных величин, определяют относительные значения каждой из h двоек ближайших расстояний в единицах эллипсан рассеивания, по h относительным значениям пар расстояний определяку h значений контролируемого параметра, а среднее значение Ц.определяют па этим h значениям контролируемого параметра, П = (Пдол2 + Плол + Пнсгн + П1 о 0) (18)

Способ комплексирования измерений особенно перспективен для применения в многомерных спектральных приборах.

Способ позволяет превратить гамма-спектраметр в универсальный прибор одновреФормула изобретения

СПОСОБ КОМПЛЕКСИРОВАНИЯ ИЗМЕРЕНИЯ, включающий многократное измерецие каждой из входных величин (X>, Х2,,... Хп) с использованием преобразователей информации и определение среднего значения контролируемого параметра (II); отличающийся тем, что из п входных величин формируют h таких их парных сочетаний Х и Х1, в каждом из которых эллипс рассеивания входных величин при постоянном значении контролируемого параметра наклонен под углом у = (0,7+1,3) 90 к касательной к зависимости Х = f{XI) при изменении контролируемого параметра, для,каждого из значений контролируемого параметра (I t) готовят по ц проб с постоянным значением II и со слу,г менного контроля содержаний нескольких компонентов н различных материалах. При этом из совокупности и-входных величин (интенсиннастей потоков излучения в ра3ных участках спектра) выбрать m-входных величин с образованием из них 0,5 m(m-1) парных сочетаний для контроля по ним первого контролируемого параметра, входных величин с образованием из них 0,5р (р-I) парных сочетаний для контроля па ним второго параметра, входных величин с образованием из них 0,5 t(t-1) парных сочетаний для контроля по ним третьего параметра, ивхсгдных величин с образованием из них 0,5

n(n-1) парных сочетаний для контроля по ним четвертого параметра и т.д. При этом почти всегда собл адается неравенство ((m+p+I+h+)>n, то есть многие входные величины используются для контроля нескольких параметров, Так, например, из совокупности и = 10 входных величин было ныбрано по 6 входных величин с образованием иэ них па 12-15 совокупностей по две величины для контроля четырех показателей качества угля. Погрешность контроля при этом уменьшилась более чем в 8 раз по сравнению с известными способами контроля качества угля. (56) Авторское свидетельство СССР

hL 726427, кл, 6 01 0 21/02, l979.

Авторское свидетельство СССР

N 1278582, кл. 6 01 0 21(02, 1985.

Й 7

2004902

2004902

2004902

Ф г 8

Составитель С.Ботуз

Редактор Н.Сильнягина Техред M.Moðãåíòàë Корректор Л.Филь

Тираж Подписное

НПО "Поиск" Роспатента

113035, Москва, Ж-35, Раушская наб., 4/5

Заказ 3395

Производственно-издательский комбинат "Патент", г. Ужгород, ул.Гагарина, 101