Шкала неопределенности: Просмотр «Шкала F как инструмент исследования авторитарного потенциала личности»
Оценочные шкалы MMPI
Оценочные шкалы (шкалы L, F и К) были введены в оригинальный вариант теста MMPI с целью исследования отношения испытуемого к тестированию и суждения о достоверности результатов исследования. Однако последующее изучение позволило установить, что эти шкалы имеют и значимые психологические корреляты.
Шкала L
Утверждения, включенные в шкалу L, были отобраны с цель ю выявления тенденции испытуемого представить себя в возможно более выгодном свете, продемонстрировав строгое соблюдение социальных норм.
Шкала состоит из 15 утверждений, которые касаются социально одобряемых, но малосущественных установок и норм повседневного поведения, в силу своей малой значимости фактически игнорируемые подавляющим большинством людей. Таким образом, повышение результата по шкале освидетельствует обычно о стремлении испытуе мого выглядеть в благоприятном свете. Это стремление может быт обусловлено ситуационно, связано с ограниченностью кругозора испытуемого или вызвано наличием патологии. Однако надо иметь виду, что некоторые лица склонны пунктуально следовать установленному стандарту, всегда соблюдая любые, даже самые незначительные не имеющие существенной ценности правила. В этих случаях повышение результата по шкале L отражает указанные особенности характер!
Принадлежность к профессиональной группе, от которой из-за ее специфики требуется чрезвычайно высокий стандарт поведения и пунктуальное следование конвенциальным нормам, также способствует повышению результата по шкале L. Такого рода высокий стандарт поведения может отмечаться, в частности, у работников юстиции, педагогов и в некоторых других профессиональных группах.
Следует отметить, что, поскольку утверждения, составляющие шкалу L, используются в своем прямом значении, они могут не выявить тенденции выглядеть в выгодном свете, если она возникает у лиц с достаточно высоким интеллектом и большим жизненным опытом.
Если результаты по шкале L составляют от 70 до 80 Т-баллов, полученный профиль представляется сомнительным, а при результата свыше 80 Т-баллов — недостоверным. Высокие результаты по шкале L обычно сопровождаются снижением уровня профиля по основным клиническим шкалам. Если же, невзирая на высокий результат по шкале L, обнаруживаются значимые повышения уровня профиля по тем или иным клиническим шкалам, они могут быть учтены в совокупности данных, имеющихся в распоряжении исследователя.
Шкала F
Значительное повышение профиля на этой шкале указывает на случайное или намеренное искажение результатов исследования.
Шкала состоит из 64 утверждений, которые крайне редко расценивались как «верные» лицами, входящими в нормативную группу здоровых испытуемых, по которой проводилась стандартизация методика многостороннего исследования личности. В то же время эти утверждения редко дифференцировали нормативную группу от групп больных, по которым валидизировались основные шкалы теста.
Если профиль по шкале F превышает 70 Т-баллов, результат представляется сомнительным, но может быть учтен при подтверждении другими, в том числе и клиническими, данными. Если результат о шкале F превышает 80 Т-баллов, результат исследования следует считать недостоверным. Такой результат может быть вызван техническими ошибками, допущенными при проведении исследования. В тех случаях, когда возможность ошибки исключена, недостоверность результата обусловливается установкой испытуемого или его состоянием. При установочном поведении испытуемый может раскладывать карточки пне всякой связи с их смыслом (если он стремится избе жать исследования) или признавать верными утверждения, касающиеся необычных или явно психотических явлений (если он стремится агравировать или симулировать психопатологическую симптоматику).
Недостоверный результат, связанный с состоянием больного, может отмечаться при остром психотическом состоянии (нарушение сознания, бред и т. п..) , искажающем восприятие утверждений или реакцию на них. Аналогичное искажение может наблюдаться и в случаях тяжелых психотических расстройств, приводящих к дефекту. Сомнительный или недостоверный результат может быть получен у тревожных личностей в тех случаях, где острая потребность в помощи побуждает их давать учитываемые ответы на большую часть утверждений. В этих случаях одновременно с повышением результата по шкале F весь профиль значительно повышается, но форма профиля при этом не искажается и сохраняется возможность его интерпретации. Наконец, к недостоверному результату могут приводить изменения внимания испытуемого, в результате которых он совершает ошибки или не может вникнуть в смысл утверждения. При получении недостоверного результата в ряде случаев удается повысить достоверность исследования с помощью ретестирования. При этом целесообразнее повторно предъявлять только те утверждения, по которым были получены учитываемые ответы. При недостоверном результате повторного тестирования можно попытаться установить причину искажения результата путем обсуждения с испытуемым его ответов. Во избежание нарушения контакта с испытуемым необходимо получить его согласие на такое обсуждение.
При достоверном результате исследования относительно высокий уровень профиля на шкале F (отклонение от средней на 1,5-2 s ) может отмечаться у различных типов неконформных личностей, поскольку такие личности будут обнаруживать реакции, не характерные для нормативной группы, и соответственно чаще давать ответы, учитываемые по шкале Г. Нарушение конформности может быть связано со своеобразием восприятия и логики, характерным для лиц шизоидного склада, аутичных и испытывающих затруднения в межличностных контактах, а также с психопатическими чертами у лиц, склонных к неупорядоченному («богемному») поведению или характеризующихся выраженным чувством протеста против конвенциальных норм. Повышение профиля на шкале F может отмечаться у очень молодых людей в период формирования личности в тех случаях, когда потребность в самовыражении реализуется через неконформность в поведении и взглядах. Выраженная тревожность и потребность в помощи также обычно проявляется в относительно высоком уровне результата по описываемой шкале.
Умеренное повышение на шкале F (отклонение от средней на 1,0-1,517) при отсутствии психопатологической симптоматики обычно отражает внутреннюю напряженность, недовольство ситуацией, плохо организованную активность. Склонность следовать конвенциальным нормам и отсутствие внутренней напряженности обусловливают низкий результат по шкале F.
В клинически несомненных случаях заболевания повышение профиля по шкале F коррелирует с выраженностью психопатологической симптоматики.Шкала состоит из 30 утверждений, которые позволяют дифференцировать лиц, стремящихся смягчить или скрыть психопатологические явления, и лиц чрезмерно открытых.
В оригинальном варианте теста MMPI эта шкала первоначально предназначалась только для исследования степени осторожности испытуемых в ситуации тестирования и тенденции (в значительной мере неосознанной) отрицать имеющиеся неприятные ощущения, жизненные затруднения и конфликты. С целью коррекции укачанной тенденций результат, полученный по шкале К, добавляется к пяти из десяти основных клинических шкал в пропорции, соответствующей ее влиянии) на каждую из этих шкал. В наибольшей степени эта тенденция сказывается на результатах, получаемых по седьмой и восьмой шкалам, в связи с чем к первичному результату, полученному по этим шкалам, первичный результат по шкале К. добавляется полностью. В меньшей мере он сказывается на результатах, полученных по первой и четвертой шкалам, поэтому при коррекции к первичному результату, полученному по первой шкале, добавляется 0,5, а к результату, полученному по четвертой, 0,4 первичного результата по шкале К. В наименьшей степени эта тенденция влияет на результат, полученный по девятой шкале; при коррекции к первичному результату по этой шкале добавляется 0,2 первичного результата по шкале К. Результаты, полученные по остальным шкалам, не обнаруживают закономерных изменений в зависимости от результата по шкале К и поэтому не корригируются описанным образом. Однако шкала К, помимо своей значимости для оценки реакции испытуемого на ситуацию тестирования и коррекции результатов по ряду основных клинических шкал, представляет существенный интерес и для оценки определенных особенностей личности испытуемого.
Лица с высокими показателями по шкале К обычно определяет свое поведение в зависимости от социального одобрения и озабочены
В клинических случаях выраженное желание добиться благожелательного к себе отношения может сочетаться с беспокойством и неуверенностью.
При незначительной выраженности (умеренное повышение профиля на шкале К) описанные тенденции не нарушают адаптацию индивидуума, а даже облегчают ее, обусловливая ощущение гармонии с окружением и одобрительную оценку принятых в этом окружении правил. В связи с этим лица с умеренным повышением профиля на шкале К производят впечатление благоразумных, доброжелательных, общительных, имеющих широкий круг интересов. Большой опыт межличностных контактов и отрицание затруднений обусловливают у лиц этого типа более или менее высокую предприимчивость и умение находить правильную линию поведения. Поскольку такие качества улучшают социальную адаптацию, умеренное повышение профиля по шкале К может рассматриваться как прогностически благоприятный признак.
Лица с очень низким уровнем профиля по шкале К хорошо сознают свои затруднения, склонны скорее преувеличивать, чем недооценивать степень межличностных конфликтов, тяжесть отмечающихся у них симптомов и степень личностной неадекватности. Они не скрывают своих слабостей, затруднений и психопатологических расстройств. Склонность критически относиться к себе и окружающим приводит к скептицизму. Неудовлетворенность и склонность преувеличивать существенность конфликтов делают их легко уязвимыми и порождают неловкость в межличностных отношениях.
Индекс F-K. Поскольку тенденции, измеряемые шкалами F и К, в значительной степени противоположно направлены, разность первичного результата, полученного по этим шкалам, имеет существенное значение для определения установки испытуемого в момент исследования и суждения о достоверности полученного результата. Среднее значение этого индекса в методике многостороннего исследования личности составляет -7 для мужчин и -8 для женщин. Интервалы при которых полученный результат может считаться достоверным (если ни одна из оценочных шкал не превышает 70 Т-баллов) , составляют для мужчин от -18 до +4, для женщин от -23 до +7. Если разность F -К доставляет от +5 до +7 для мужчин и от +8 до +10 для женщин, те результат представляется сомнительным, однако при подтверждении его клиническими данными он может учитываться при условии, что ни одна из оценочных шкал не превышает 80 Т-баллов.
Чем больше разность F — К, тем более выражено стремление испытуемого подчеркнуть тяжесть своих симптомов и жизненные трудности, вызвать сочувствие и соболезнование. Высокий уровень индекса F — К может также указывать на аггравацию. Снижение индекса F — К отражает стремление улучшить впечатление о себе, смягчить свою симптоматику и эмоционально насыщенные проблемы или отрицать их наличие. Низкий уровень этого индекса может указывать на диссимуляцию имеющихся психопатологических отклонений.
RSS [email protected]
«F-шкала»: тест на фашизм Теодора Адорно
В 1950 г. философ Теодор Адорно, знаменитый представитель Франкфуртской школы в своем исследовании «Авторитарная личность» разработал т.н. f-шкалу, которая определяет предрасположенность личности к фашистской идеологии. Философ и его коллеги боялись повторения несчастья 2МВ и решили сделать замеры. Оказалось, что среди простых американцев «потенциальных фашистов» очень много.Образец f-шкалы я нашел только на английском языке, но не растерялся и перевел. Жаль, JavaScript в ЖЖ не работает, так что есть два варианта прохождения теста: или на английском автоматически, или на русском (здесь) и посчитать среднее значение вручную. Но для облегчения подсчета я оставил варианты, под которыми можно оставить синюю точку. Все что обычным шрифтом — только мой перевод, то что курсивом — мои комментарии. Я также несколько творчески переосмыслил авторскую иронию и заменял фразы типа «настоящий американский характер» на «настоящий русский характер», по сути об одном и том же говорится.
Ответьте на вопросы и узнайте свою предрасположенность! Я уже узнал ))
[3] Нужно меньше говорить и больше работать, тогда все добьются успеха.
[4] Коммерсант и промышленник гораздо важнее для общества, чем художник и профессор.
[5] Наука наукой, но существует много такого, что человеческий разум никогда не будет в силах понять.
[6] Каждый должен верить в некую сверхъестественную силу, которую он будет слушаться беспрекословно.
[7] Бунтующая молодежь с возрастом должна успокоиться
[8] Больше всего нам нужны не программы и законы, а несколько храбрых, неутомимых и преданных лидеров, в которых люди могут верить.
[9] Ни один здоровый и приличный человек не обидит друга или родственника.
[10] Только через страдания можно прийти к чему-то важному.
[11] Молодежи нужна дисциплина, решительность, готовность бороться за семью и родину.
[12] Оскорбление чести и достоинства всегда нужно карать.
[13] Преступления на сексуальной почве, такие как изнасилование и нападение на детей, заслуживают более тяжкого наказания, чем просто тюремное заключение; таких преступников следует публично сечь, или наказывать даже более жестоко.
[14] Нет никого хуже того, кто не любит и не уважает своих родителей.
[15] Многие социальные проблемы будут решены, если мы избавимся от аморальных и малодушных людей.
[16] Гомосексуализм должен сурово караться.
[17] Если проблема представляется непосильно сложной, то лучше не думать о ней, а заняться чем-нибудь более веселым.
[18] Сейчас все больше людей суют нос в чужие личные дела и выносят свою частную жизнь наружу.
[19] Есть люди с врожденным желанием прыгать с высоты.
[20] Все люди делятся на сильных и слабых.
[21] Когда-нибудь мы увидим, что астрология способна объяснить многие вещи.
[22] Когда-нибудь с войнами и социальными проблемами может покончить землетрясение, которое уничтожит мир.
[23] Если у человека есть сила воли, ничто не может ему помешать.
[24] Для поддержания порядка в государстве нужно использовать старые, проверенные временем меры.
[25] Люди не осознают, что наша жизнь управляется тайными заговорами.
[26] Природа человека неизменна, всегда будут существовать конфликты и войны.
[27] Фамильярность порождает неуважение.
[28] В настоящее время нас окружает так много самых разных людей, что следует особо опасаться заразы (инфекции).
[29] Разнузданная сексуальная жизнь древних греков и римлян – это ничто по сравнению с тем, что творится сейчас.
[30] Истинно русский образ жизни можно спасти только силой.
Ну, а теперь сплюсуйте все свои результаты и разделите на количество вопросов (30). Это будет вашим f-результатом.
Если ваш f-результат… | То вы… |
|---|---|
| меньше 2 | Тварь дрожащая. |
| От 2 до 3 | Либераст. |
| от 3 до 4.5 | Дисциплинированный, но толерантный; наш человек. |
| от 4.5 до 5.5 | Наверняка знает как правильно зигу кидать. |
| от 5.5 и выше | Держит свои черные рубашки в идеальном порядке |
То есть чем ближе к 6, тем больше у вас шансов вступить в партию нового Гитлера.
В следующей таблице приведены персональные переменные, которые f-шкала пыталась измерить, и вопросы f-шкалы, которые определяли эти переменные. Обратите внимание, что один вопрос может измерять больше одной переменной
| Переменная | Вопросы, определяющие переменные |
| Традиционность: Жесткое следование традиционным ценностям среднего класса. | 1, 2, 3, 4 |
| Авторитарное подчинение: Подчиненное, некритическое отношение к идеализированным моральным авторитетам группы. | 1, 5, 6, 7, 8, 9, 10 |
| Авторитарная агрессия: стремление к поиску и подавлению, отвержению и наказанию людей, которые нарушают или преступают общепринятые ценности. | 2, 3, 11, 12, 13, 14, 15, 16 |
| Анти-интрацепция: Оппозиция к личностному, воображаемому, к «мягкому» мышлению. | 3, 4, 17, 18 |
| Суеверность и стереотипность: Вера в мистическую предопределенность индивидуальной судьбы, стремление к мышлению в затверженных, жестких категориях. | 5, 6, 19, 20, 21, 22 |
| Сила и «твердость»: Существование в пространстве таких категорий, как «доминирование — подчинение», «сила — слабость», «лидер — последователь», идентификация с фигурами власти, стремление к чрезмерному выражению общепринятых атрибутов «эго», преувеличенная демонстрация силы и твердости. | 8, 11, 12, 20, 23, 24, 25, 30 |
| Деструктивность и цинизм: общая враждебность, ненависть к человеческому, гуманному. | 26, 27 |
| Проективность: Склонность считать, что в мире происходят ужасные и дикие вещи, проекция внутренне неосознанных эмоциональных импульсов на внешний мир. | 18, 22, 25, 28, 29 |
| Секс: чрезмерная озабоченность сексуальными проблемами. | 13, 16, 29 |
Что ж, это все. Если вы хотете узнать больше, обратитесь к книге Т.В. Адорно и других, «Авторитарная личность» (New York: Harper & Brothers, 1950). Следует отметить, что в этой книге авторы делают вывод: «еще только предстоит доказать» что шкала F и в самом деле измеряет восприимчивость к фашистской идеологии на уровне личности. Они были уверены, что что-то эта шкала измеряет — но сами не понимали точно, что же именно. Т.В. Адорно вернулся во Франкфуртский университет, где, будучи главной фигурой франкфуртской школы «критической теории», развлекался написанием работ, представляющих собой фрейдистско-марксистскую мешанину из псевдонаучных спекулятивных глупостей — сейчас, слава Богу, благополучно опровергнтых.
Конечно, стоит понимать фашизм именно в американском смысле, т.е. «авторитарная личность», суровый капиталист, не терпящий нарушения дисциплины и евреев.
Не думаю, что даже если ты по итогам «любишь черные рубашки», то ты обязательно обожаешь Гитлера, и уж тем более не обязательно, что ты «ариец». Может быть, это просто значит, что ты сильно любишь родителей и слушаешься свою совесть. Впрочем, критику Шкалы еще можно будет развернуть, а пока скажу, что я по итогам — «наш человек».))
Спасибо автору образца Chuck Anesi, а также форуму, откуда я взял некоторые переводы.
Шкала F как инструмент исследования авторитарного потенциала личности
- Дарья Михайловна Денисова асп. факультета психологии Санкт-Петербургский государственный университет м.н.с. лаборатории биомедицинской информатики Санкт-Петербургский институт информатики и автоматизации РАН
Аннотация
В статье представлен основной психодиагностический инструмент выявления авторитарного потенциала личности человека, под которым в первую очередь подразумевается предрасположенность к агрессии и нетерпимости по отношению к аутгруппам. Созданный Теодором Адорно опросник «Шкала F» впервые полностью переведѐн на русский язык, представлен в интерактивном формате и опробован на испытуемых, принадлежащих к русской культуре.Литература
Адорно Т. Исследование авторитарной личности. / Под ред. д. филос. н. В.П. Култыгина. М.: Серебряные нити, 2001. 416 с.Рабочая книга практического психолога. Пособие для специалистов, работающих с персоналом. / Под ред. А.А. Бодалева, А.А. Деркача, Л.Г. Лаптева. М.: Изд-во Института Психотерапии, 2002
Anesi C. The F-scale: Final Form. 1997. URL: http://www.anesi.com/fscale.htm (дата обращения: 03.11.11)
Suurküla J. Stress, Mind and Leadership. 2008. URL: http://drgrandville2.wordpress.com/most-problematic/ (дата обращения: 03.11.11)
Опубликован
2012-06-01
Статистика
| Просмотры | 497 |
| Скачивания | 685 |
Как цитировать
Денисова, Д. М. (2012). Шкала F как инструмент исследования авторитарного потенциала личности. Труды СПИИРАН, 2(21), 228-237. https://doi.org/10.15622/sp.21.14
Другие форматы библиографических ссылокСкачать ссылку
Раздел
Статьи
Авторы, которые публикуются в данном журнале, соглашаются со следующими условиями: Авторы сохраняют за собой авторские права на работу и передают журналу право первой публикации вместе с работой, одновременно лицензируя ее на условиях Creative Commons Attribution License, которая позволяет другим распространять данную работу с обязательным указанием авторства данной работы и ссылкой на оригинальную публикацию в этом журнале. Авторы сохраняют право заключать отдельные, дополнительные контрактные соглашения на неэксклюзивное распространение версии работы, опубликованной этим журналом (например, разместить ее в университетском хранилище или опубликовать ее в книге), со ссылкой на оригинальную публикацию в этом журнале. Авторам разрешается размещать их работу в сети Интернет (например, в университетском хранилище или на их персональном веб-сайте) до и во время процесса рассмотрения ее данным журналом, так как это может привести к продуктивному обсуждению, а также к большему количеству ссылок на данную опубликованную работу (Смотри The Effect of Open Access).
METTLER TOLEDO Весы для лаборатории, производства и торговли
Измерительные приборы — это оборудование, используемое для точного определения различных параметров исследуемых объектов. Наша компания занимается …
Измерительные приборы — это оборудование, используемое для точного определения различных параметров исследуемых объектов. Наша компания занимается производством и обслуживанием контрольно-измерительных приборов и весового оборудования для различных отраслей промышленности.
Предлагаем купить измерительные приборы для оптимизации технологических процессов, повышения производительности и снижения затрат. Точные инструменты позволят установить соответствие нормативным требованиям.
Мы осуществляем продажу измерительных приборов, предназначенных для исследовательской деятельности и научных разработок, производства продукции и контроля качества, логистики и розничной торговли. МЕТТЛЕР ТОЛЕДО предлагает следующие измерительные приборы для различных областей применения:
Лабораторное оборудование
Для научных и лабораторных исследований требуются высокоточные измерительные и аналитические приборы и системы. Они используются для взвешивания, анализа, дозирования, автоматизации химических процессов, измерения физических и химических свойств, концентрации газов, плотности, спектрального анализа веществ и рефрактометрии, химического синтеза, подготовки проб, реакционной калориметрии, анализа размеров и формы частиц. Специализированное программное обеспечение позволяет управлять процессами и получать наглядное отображение данных.
Лабораторное оборудование включают следующие системы:
Промышленное оборудование
Если вас интересуют промышленное измерительное оборудование, предлагаем купить подходящие системы для взвешивания, контроля продукции, решения логистических задач и транспортировки грузов. Используйте точные приборы для стандартного и сложного дозирования, взвешивания в сложных условиях и взрывоопасной среде. Обеспечьте точность результатов с помощью поверочных гирь и тестовых образцов. Подключение периферийных устройств к приборам позволит регистрировать результаты и параметры взвешивания. Программное обеспечение с понятным интерфейсом оптимизирует процессы посредством управления оборудованием с ПК.
Ассортимент промышленных контрольно-измерительных приборов и инструментов включает:
Весы для магазинов и оборудование для розничной торговли
В сфере розничной торговли продовольственными товарами необходимы измерительные приборы и оборудование для взвешивания и маркировки товаров. Используйте весы для решения типовых задач, печати чеков и быстрого взвешивания, разгружающего поток покупателей. В сложных ситуациях пригодятся специализированные весовые системы с нетребовательным обслуживанием и уходом. ПО и документация упростят настройку системы и обучение персонала.
Вниманию покупателей предлагаются следующее оборудование для торговли:
Как купить весы МЕТТЛЕР ТОЛЕДО?
Чтобы купить оборудование на нашем сайте, оформите запрос в режиме онлайн в соответствующем разделе. Уточните задачу, которая должна быть решена с помощью требуемого прибора. Укажите контактные данные: страну, город, адрес, телефон, e-mail, название предприятия. Заполненная форма направляется специалисту компании, который свяжется с вами для уточнения ключевых моментов.
Сеть представительств METTLER TOLEDO для обслуживания и сервисной поддержки распространена по всему миру. В России отдел продаж и сервиса расположен в Москве. Региональные представительства по продажам находятся также в Казани, Ростове-на-Дону, Самаре, Екатеринбурге, Красноярске, Уфе, Хабаровске, Новосибирске.
Отправьте отзыв, задайте вопрос специалисту, свяжитесь с конкретным отделом. Воспользуйтесь онлайн-формой обратной связи или позвоните по указанному телефону офиса в выбранном регионе. Консультанты ответят на каждое обращение и вышлют коммерческое предложение по индивидуальному запросу.
Примеры расчета неопределенности измерений — Profilab.by
Примеры расчета неопределенности измерений
Оценивание неопределенности измерений (количественных величин) – одна из важных задач, стоящих перед каждой лабораторией. Требование к оцениванию неопределенности измерений заложено в межгосударственном стандарте ГОСТ ISO/IEC 17025-2019, а также политике ILAC-G17:2002.
Чтобы получить предварительную информацию по теме Неопределенность измерений, посмотрите, пожалуйста, наше обучающее видео:
Международное метрологическое сообщество давно уже разработало и приняло основные принципы концепции неопределенности, закрепив их в серии международных документов JCGM (Joint Committee for Guides in Metrology), а также документах ISO/IEC Guide 98. Разработано много дополнительных руководств по различных подходам оценивания неопределенности измерений в конкретных областях испытаний/измерений (EA, EURACHEM, Nordtest, EUROLAB и т.д.).
ОНЛАЙН-КАЛЬКУЛЯТОР
Расчет составляющей неопределенности измерений из-за построения градуировочного графика
ПОДРОБНЕЕ
Несмотря на хорошо разработанные и представленные в документах свободного доступа теоретические принципы и подходы оценивания, и даже наличия конкретных примеров, у специалистов лабораторий все еще остаются вопросы по практической реализации этих принципов и подходов для измерений, проводимых в их лаборатории.
Ближайшие семинары:
«Концепция нового стандарта ГОСТ ISO/IEC 17025-2019. Разработка, внедрение и поддержание систем менеджмента лабораторий» — 28 октября (онлайн)
Семинар проводится с целью оказания помощи лабораториям и консультантам по организации работ по пересмотру и доработке (разработке) документов систем менеджмента лабораторий в соответствии с требованиями новой версии стандарта ГОСТ ISO/IEC 17025-2019…
ПОДРОБНЕЕ
«Микробиологические исследования: оценивание неопределенности измерений количественных микробиологических величин» — 10 ноября (онлайн)
В соответствии с требованиями ГОСТ ISO/IEC 17025-2019 компетентная лаборатория должна уметь оценивать неопределенность измерений величин. Это требование касается и деятельности микробиологических лабораторий, которые могут испытывать трудности с практической реализацией оценивания неопределенности, в частности с правильным применением статистических методов обработки данных…
ПОДРОБНЕЕ
«Валидация/верификация методик выполнения измерений в рамках одной лаборатории. Метрологическая прослеживаемость измерений» — 17-18 ноября (онлайн)
Подтверждение прослеживаемости своих измерений и валидация методов измерений являются одними из требований ГОСТ ISO/IEC 17025-2019. Не смотря на то, что лаборатории имеют большой опыт, все еще остаются вопросы, связанные с практической реализацией прослеживаемости измерений и процедуры валидации…
ПОДРОБНЕЕ
С целью наглядного представления основных принципов концепции неопределенности измерений и подхода моделирования предлагаем Вашему вниманию решение нескольких несложных, но часто встречающейся в практике многих испытательных лабораторий, задач:
Пример 1. Оценивание неопределенности измерений массовой доли влаги
Пример 2. Оценивание неопределенности измерений сопротивления изоляции
Пример 3. Оценивание неопределенности измерений коэффициента поправки титрованного раствора
Пример 4. Оценивание неопределенности измерений pH воды
Пример 5. Оценивание неопределенности измерений относительного удлинения эластичного герметика
Пример 6. Оценивание неопределенности измерений прочности бетона на растяжение при изгибе
Пример 7. Оценивание неопределенности измерений твердости по Бриннелю
Пример 1. Оценивание неопределенности измерений массовой доли влаги
Исходные данные:
- Объект измерений – углекислый барий
- Измеряемая величина – массовая доля влаги
- Единицы измерений – процент (%)
- Методика выполнения измерения – ГОСТ 2149-75 «Барий углекислый технический. Технические условия»
- Метод измерений – метод высушивания пробы до постоянной массы
Этап 1. Составление функции измерений
Функция измерений для измеряемой величины составляется на основании принципа измерений, заложенного в методе измерений, и описанного для реализации в методике выполнения измерений.
Массовую долю влаги бария углекислого Х в процентах вычисляют на основании ГОСТ 2149 (п.3.5) в соответствии с функцией измерений:
где Хi – массовая доля влаги i-ой пробы углекислого бария, %;
m1 – масса стаканчика для взвешивания с навеской до высушивания, г;
m2 – масса стаканчика для взвешивания с навеской после высушивания, г;
m – масса навески углекислого бария, г;
mcт – масса стаканчика для взвешивания, г;
i – номер параллельной пробы, i = 1, 2;
F – поправочный множитель, учитывающий допускаемое расхождение между параллельными определениями.
Разработка/Валидация МЕТОДИК
Выполним работы по разработке Методик измерений
ПОДРОБНЕЕ ОБ УСЛУГЕ
МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ
В комплекте с автоматизированным расчетом
ПОДРОБНЕЕ ОБ УСЛУГЕ
Этап 2. Анализ входных величин
1) Масса стаканчика для взвешивания с навеской до высушивания, m1
Масса стаканчика для взвешивания с навеской до высушивания определяется путем взвешивания на весах лабораторных AV264C. При измерении влажности двух проб бария углекислого были получены следующие значения входной величины:
- для первой пробы m1(1) = 41,0055 г,
- для второй пробы m1(2) = 41,3842 г.
Неопределенность, связанную с величиной m1, оцениваем, используя данные производителя на весы. В паспорте на весы лабораторные AV264C для диапазона измерений до 50 г указаны пределы погрешности взвешивания ± 0,001 г. Поскольку значение дано без доверительной вероятности, принимаем прямоугольное распределение значений погрешности взвешивания в этих границах. Стандартная неопределенность массы стаканчика для взвешивания с навеской до высушивания m1 оценивается по типу В и составляет:
2) Масса стаканчика для взвешивания, mcт
Масса стаканчика для взвешивания определяется путем взвешивания на весах лабораторных AV264C. При измерении влажности двух проб бария углекислого были получены следующие значения входной величины:
- для первой пробы mст(1) = 21,0034 г,
- для второй пробы mст(2) = 21,3822 г.
Неопределенность массы стаканчика для взвешивания после высушивания обусловлена двумя факторами:
- погрешностью взвешивания стаканчика на весах;
- возможными отклонениями массы стаканчика после высушивания вследствие нечеткого определения в методике выполнения измерений момента, в который масса стаканчика после высушивания будет являться постоянной величиной.
Стандартная неопределенность u1(mcт), связанная с погрешностью взвешивания, оценивается на основании данных производителя на весы лабораторные AV264C, определяется аналогично неопределенности величины m1 и составляет u1(mcт) = 0,00058 г.
Стандартную неопределенность u2(mcт), обусловленную отклонениями массы стаканчика для взвешивания после высушивания, можно определить на основании информации о том, что разность между двумя последующими взвешиваниями стаканчика для взвешивания после сушки не должна превышать 0,002 г (принято лабораторией, поскольку ГОСТ 2149-75 четко не устанавливает момент, в который масса стаканчика после высушивания будет являться постоянной величиной). Это значение можно рассматривать как 95-% доверительный интервал для разности двух оценок величины, распределенной по нормальному закону распределения (предел повторяемости по СТБ ИСО 5725-6). Стандартная неопределенность u2(mcт) будет равна стандартному отклонению, рассчитанному на основании указанного интервала по типу В по формуле:
Суммарную стандартную неопределенность величины mcт находим путем суммирования квадратов стандартных неопределенностей перечисленных выше двух вкладов:
3) Масса стаканчика для взвешивания с навеской после высушивания, m2
Масса стаканчика для взвешивания с навеской после высушивания определяется путем взвешивания на весах лабораторных AV264C. При измерении влажности двух проб бария углекислого были получены следующие значения входной величины:
- для первой пробы m2(1) = 40,9850 г,
- для второй пробы m2(2) = 41,3638 г.
Неопределенность массы стаканчика для взвешивания с навеской после высушивания обусловлена двумя факторами:
- погрешностью взвешивания пробы на весах;
- возможными отклонениями массы пробы после высушивания вследствие нечеткого определения в методе испытаний момента, в который масса пробы после высушивания будет являться постоянной величиной.
Стандартная неопределенность u1(m2), связанная с погрешностью взвешивания, оценивается на основании данных производителя на весы лабораторные AV264C, определяется аналогично неопределенности величины m2 и составляет u1(m2) = 0,00058 г.
Стандартную неопределенность u2(m2), обусловленную отклонениями массы стаканчика для взвешивания с навеской после высушивания, можно определить на основании информации о том, что разность между двумя последующими взвешиваниями стаканчика для взвешивания с навеской пробы бария углекислого после сушки не должна превышать 0,002 г (принято лабораторией, поскольку ГОСТ 2149-75 четко не устанавливает момент, в который масса пробы после высушивания будет являться постоянной величиной). Это значение можно рассматривать как 95-% доверительный интервал для разности двух оценок величины, распределенной по нормальному закону распределения (предел повторяемости по СТБ ИСО 5725-6). Стандартная неопределенность u2(m2) будет равна стандартному отклонению, рассчитанному на основании указанного интервала по типу В по формуле:
Суммарную стандартную неопределенность величины m2 находим путем суммирования квадратов стандартных неопределенностей перечисленных выше двух вкладов:
4) Поправочный множитель, учитывающий допускаемое расхождение между параллельными определениями, F
Значение оценки величины принимается равным единице: F = 1.
Стандартная неопределенность поправочного множителя рассчитывается на основании информации о допускаемом расхождении между параллельными определениями влажности, приведенными в ГОСТ 2149-75 (п.3.5.2). Приведенное допускаемое относительное расхождение составляет r = 20 % и рассматривается как 95-% доверительный интервал для разности двух оценок величины, распределенной по нормальному закону распределения. Стандартная неопределенность поправочного множителя будет равна стандартному отклонению, рассчитанному на основании указанного интервала, с учетом того, что за результат измерения принимают среднее арифметические определений двух параллельных проб, по типу В по формуле:
Этап 3. Анализ корреляций
Все входные величины рассматриваются как некоррелированные, поскольку получены независимо друг от друга в различных экспериментах.
ОБУЧЕНИЕ ПРОЦЕДУРЕ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ (химия и аналитика)
Семинар: «Неопределенность измерения величин: основные принципы и подходы к оцениванию»
ПОДРОБНЕЕ О СЕМИНАРЕ
ОБУЧЕНИЕ ПРОЦЕДУРЕ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ (прямые методы измерений)
Семинар: «Неопределенность измерения величин: основные принципы и подходы к оцениванию»
ПОДРОБНЕЕ О СЕМИНАРЕ
Этап 4. Измеренное значение величины
Массовая доля влаги i-ой пробы углекислого бария рассчитывается по формуле (2):
Расхождение между результатами измерений двух параллельных проб не превышает допускаемого значения, установленного в ГОСТ 2149-75 (п.3.5.2):
Массовая доля влаги бария углекислого Х в процентах вычисляется в соответствии с функцией измерений (1):
Измеренное значение (оценку измеряемой величины) округляют до четырех знаков после запятой (принято лабораторией, поскольку ГОСТ 2149-75 четко не устанавливает требования к округлению результата измерения).
Этап 5. Суммарная стандартная неопределенность
Стандартную неопределенность измеряемой величины Х получаем по закону распространения неопределенностей путем суммирования квадратов произведений стандартных неопределенностей всех влияющих величин, входящих в функции измерений (1) и (2), на соответствующие коэффициенты чувствительности:
где коэффициенты чувствительности рассчитываются как частные производные функции измерений по входным величинам:
Примечание – Для вычисления коэффициентов чувствительности можно использовать либо минимальные значения масс, полученные при измерении массовой доли влаги i-ой пробы бария углекислого, либо результаты измерений масс, полученные на определенной пробе бария углекислого. В данном примере коэффициенты чувствительности рассчитываются на основании результатов измерений масс для первой пробы.
Суммарная стандартная неопределенность составит
Этап 6. Бюджет неопределенности
В таблице представлен бюджет неопределенности для измеряемой величины.
Вклад в неопределенность от j-ой входной величины рассчитывается как произведение стандартной неопределенности этой величины на соответствующий коэффициент чувствительности.
Этап 7. Расширенная неопределенность
Расширенную неопределенность U получаем умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k, который выбирается равным 2 при уровне доверия приблизительно 95 % в предположении нормального распределения вероятностей измеряемой величины:
Этап 8. Представление результата измерения
Результат измерения массовой доли влаги углекислого бария представляют в виде:
«Массовая доля влаги бария углекислого составила (0,1022 ± 0,0150) %, где число, следующее за знаком ±, является численным значением расширенной неопределенности, которая получена умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k = 2, основанный на предполагаемом нормальном распределении, и определяет интервал, соответствующий вероятности охвата приблизительно 95 %».
Уважаемые коллеги! Если у Вас возникли вопросы по представленному примеру, Вы можете задать их нашим специалистам посредством обратной связи или по телефонам, указанным в контактных данных на сайте.
Если у Вас есть необходимость разработать методику оценивания неопределенности, Вы можете заказать разработку у нас. Чтобы узнать стоимость и сроки работ, заполните форму обратной связи ниже.
УЗНАТЬ СТОИМОСТЬ РАЗРАБОТКИ МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ…
Пример 2. Оценивание неопределенности измерений сопротивления изоляции
Исходные данные:
- Объект измерений – кабель силовой АВБбШв
- Измеряемая величина – сопротивления изоляции
- Единицы измерений – МОм
- Измерение сопротивления изоляции выполняется методом непосредственной оценки с помощью мегаомметра Е6-24
Измерения проведены в диапазоне измерений мегаомметра Е6-24 от 100 до 999 МОм при температуре окружающего воздуха 22 °С и относительной влажности воздуха 65 %.
Этап 1. Составление функции измерений
Сопротивление изоляции определяется в соответствии со следующей функцией измерений
где R – сопротивление изоляции, МОм;
Rind – среднее арифметическое повторных измерений сопротивления изоляции, МОм;
FΔ – поправка, учитывающая допускаемую основную погрешность измерения сопротивления мегаомметра Е6-24, МОм;
Fс – поправка, учитывающая единицу младшего разряда, выдаваемых мегаомметром Е6-24 показаний сопротивления, МОм.
Примечание – В функции измерений не учитываются поправки FΔt и FΔφ на дополнительные погрешности измерения сопротивления мегаомметра Е6-24, вызванные отклонением соответственно температуры и влажности окружающей среды от нормальных условий в рабочем диапазоне. Поправки будут вводиться только в случае, если измеренные значения температуры и/или относительной влажности окружающей среды находятся в рабочем диапазоне, но выходят за диапазон нормальных условий эксплуатации мегаомметра Е6-24 (значения нормальных и рабочих условий эксплуатации указаны в руководстве по эксплуатации мегаомметра Е6-24).
Этап 2. Анализ входных величин
1) Среднее арифметическое повторных измерений сопротивления изоляции Rind, МОм.
При проведении измерений сопротивления изоляции кабеля силового АВБбШв получены следующие результаты повторных измерений: R1 = 124 МОм; R2 = 131 МОм; R3 = 137 МОм.
Значение оценки величины Rind определяется по формуле
где Ri – результат i-го повторного измерения сопротивления изоляции, определяемый как показание, снимаемое с дисплея мегаомметра Е6-24, МОм;
n – количество повторных измерений, n = 3.
Стандартная неопределенность измерений величины Rind, МОм, рассчитывается в предположении нормального распределения вероятностей по формуле
2) Поправка, учитывающая допускаемую основную погрешность измерения сопротивления мегаомметра Е6-24, FΔ
Значение оценки величины FΔ принимается равным 0,0 МОм.
Стандартная неопределенность u(FΔ), МОм, оценивается на основании информации о пределах допускаемой основной абсолютной погрешности измерения сопротивления мегаомметра Е6-24 ± Δ, МОм. В предположении прямоугольного распределения вероятностей значений погрешности в границах ± Δ определяется по формуле
Примечание — согласно [1] пределы допускаемой основной погрешности измерения сопротивления приведены в виде ± (% + е.м.р.) т. е. для получения пределов абсолютной погрешности измерения Δ нужно воспользоваться формулой
где δ» – допускаемая относительная погрешность измерения сопротивления, которая принимается равной первому числу, стоящему в [1] в записи пределов допускаемой основной погрешности измерения сопротивления, %;
100 – коэффициент перехода от долей к процентам, %;
m – второе число стоящее в [1] в записи пределов допускаемой основной погрешности измерения сопротивления, определяющее количество единиц младшего разряда;
с – единица младшего разряда выдаваемого мегаомметром Е6-24 показания сопротивления, МОм.
3) Поправка, учитывающая единицу младшего разряда выдаваемых мегаомметром Е6-24 показаний сопротивления, Fс
Значение оценки величины Fc принимается равным 0,0 МОм.
Стандартная неопределенность u(Fc), МОм, определяется на основании информации о единице младшего разряда выдаваемого мегаомметром Е6-24 показания сопротивления c = 1 МОм (для диапазона измерений мегаомметра Е6-24 от 100 до 999 МОм). В предположении прямоугольного распределения вероятностей значений величины c в границах ± c/2 определяется по формуле
Этап 3. Анализ корреляций
Все величины, входящие в функцию измерений (1), рассматриваются как некоррелированные.
Этап 4. Оценка измеряемой величины
Значение оценки величины R, МОм, «сопротивление изоляции» рассчитывается по формуле (1)
Значение сопротивления изоляции (МОм) округляют до одного знака после запятой.
Этап 5. Суммарная стандартная неопределенность
Суммарная стандартная неопределенность измерений сопротивления изоляции силового кабеля u(R), МОм, определяется по формуле
Процентные вклады неопределенностей влияющих величин в суммарную стандартную неопределенность u(R) определяются по формулам
Этап 6. Бюджет неопределенности
Бюджет неопределенности измерений сопротивления изоляции силового кабеля представлен в таблице 1.
Таблица 1 – Бюджет неопределенности измерений сопротивления изоляции силового кабеля
Этап 7. Расширенная неопределенность
Расширенная неопределенность измерений сопротивления изоляции силового кабеля U(R), МОм, определяется для вероятности 95 % в предположении распределения Стьюдента по формуле
где коэффициент охвата k = 2,26, выбирается в зависимости от числа эффективных степеней свободы veff, которое рассчитывается по формуле
Этап 8. Результат измерения
Сопротивление изоляции силового кабеля АВБбШв составило
(130,7 ± 12,5) МОм (k = 2,26, veff = 9,14, Р = 95 %).
Библиография
[1] РЛПА 411218.001 РЭ Руководство по эксплуатации. Мегаомметры Е6-24, E6-24/1 и E6-24/2.
Уважаемые коллеги! Если у Вас возникли вопросы по представленному примеру, Вы можете задать их нашим специалистам посредством обратной связи или по телефонам, указанным в контактных данных на сайте.
Если у Вас есть необходимость разработать методику оценивания неопределенности, Вы можете заказать разработку у нас. Чтобы узнать стоимость и сроки работ, заполните форму обратной связи ниже.
УЗНАТЬ СТОИМОСТЬ РАЗРАБОТКИ МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ…
Пример 3. Оценивание неопределенности измерений коэффициента поправки титрованного раствора
Исходные данные:
- Объект измерений – раствор серной кислоты концентрации моль/дм3
- Измеряемая величина – коэффициента поправки 0,1 моль/дм3 раствора серной кислоты
- Единицы измерений – безразмерная величина
- Методика измерений – ГОСТ 25794.1 83 «Реактивы. Методы приготовления титрованных растворов для кислотно-основного титрования»
- Метод измерений – титриметрический по безводному углекислому натрию
Этап 1. Составление функции измерений
Значение оценки коэффициента поправки 0,1 моль/дм3 раствора серной кислоты Ki, при единичном определении рассчитывается по формуле:
где m – масса навески безводного углекислого натрия, г;
P – чистота реактива безводного углекислого натрия, P = 1;
M – молярная масса эквивалента безводного углекислого натрия, г/моль;
с – заданная молярная концентрация серной кислоты в 0,1 моль/дм3 растворе серной кислоты, с = 0,1 моль/дм3, рассматривается как постоянная и не учитывается при расчете неопределенности измерений коэффициента K;
V – объем 0,1 моль/дм3 раствора серной кислоты, израсходованный на титрование, см3.
1000 – коэффициент перехода единицы измерения объема см3 в дм3.
Значение оценки коэффициента K вычисляется как среднее арифметическое трех повторных определений коэффициента поправки раствора серной кислоты по формуле:
где F – поправочный коэффициент, учитывающий расхождение между результатами повторных определений коэффициента поправки раствора серной кислоты, F = 1.
Расхождение между результатами трех повторных определений коэффициента поправки раствора серной кислоты не должно превышать значения 0,001, установленного ГОСТ 25794.1 (п. 1.11).
Этап 2. Анализ входных величин
2.1 Масса навески безводного углекислого натрия, m
Значение массы навески безводного углекислого натрия, m, г, определяется как разность показаний весов при взвешивании стаканчика с навеской установочного вещества и пустого стаканчика. При выполнении измерения были получены следующие значения выходной величины для трех повторных определений коэффициента поправки: m1 = 0,1648 г; m2 = 0,1643 г; m3 = 0,1649 г.
Стандартная неопределенность измерений массы навески установочного вещества, u(m), г, оценивается на основании информации о пределах допускаемой погрешности используемых весов ВСЛ-200/0,1А ± Δm = ± 0,001 г в диапазоне измерений от 0,01 до 50 г, и дискретности отсчета весов d = 0,0001 г, установленных в технической документации на весы. В предположении прямоугольного распределения вероятностей значений погрешности и дискретности в границах ± Δm и ± d/2 соответственно и учитывая двойное взвешивание (пустого стаканчика и стаканчика с навеской установочного вещества) стандартная неопределенность u(m) рассчитывается по формуле:
2.2 Чистота реактива безводного углекислого натрия, P
Значение оценки величины P принимается равным 1.
Стандартная неопределенность измерений степени чистоты реактива углекислого натрия u(P) оценивается на основании информации о том, что согласно ГОСТ 83-79 «Реактивы. Натрий углекислый. Технические условия» массовая доля углекислого натрия в реактиве безводного углекислого натрия составляет не менее 99,8 %. Неопределенность измерений u(P) рассчитывается исходя из отклонения значения чистоты реактива от 1 в предположении прямоугольного распределения величины Р в границах ± (1 – 0,998) по формуле:
2.3 Молярная масса эквивалента безводного углекислого натрия, M
Значение оценки величины M, г/моль, определяется как произведение фактора эквивалентности безводного углекислого натрия fэ = 1/2 на молярную массу установочного вещества M0, г/моль, по формуле:
где молярная масса безводного углекислого натрия (Na2CO3) рассчитывается на основании значений атомных масс натрия, углерода и кислорода A, взятых из таблиц атомных масс IUPAC (//www.sbcs.qmul.ac.uk/iupac/AtWt/), и количества атомов этих элементов в молекуле безводного углекислого натрия n (ANa ≈ 22,98976928, Aс = 12,011, A0 = 15,999, nNa= 2, nс = 1, n0 = 3):
Стандартная неопределенность измерений молярной массы эквивалента безводного углекислого натрия, u(M), г/моль, определяется на основании возможных разбросов значений атомных масс углерода и кислорода ΔА = Amax – Amin и неопределенности последней цифры атомной массы натрия ΔA, а также количества атомов этих элементов в молекуле безводного углекислого натрия n. Данные по разбросам значений атомных масс углерода и кислорода и неопределенности последней цифры атомной массы натрия выбираются из таблиц атомных масс IUPAC (//www.sbcs.qmul.ac.uk/iupac/AtWt/). Стандартная неопределенность значений атомных масс химических элементов рассчитывается в предположении прямоугольного распределения вероятностей атомных масс элементов в границах ± ΔА/2 (для углерода и кислорода) и в границах ± ΔA (для натрия). Неопределенность для вклада атомов одного элемента рассчитывается умножением стандартной неопределенности атомной массы элемента на количество атомов элемента. Стандартная неопределенность измерений молярной массы эквивалента безводного углекислого натрия, u(M), г/моль, определяется по формуле:
2.4 Объем раствора серной кислоты, израсходованный на титрование, V
Значение оценки величины V, см3, определяется по шкале бюретки номинальной вместимостью 25 см3 2-го класса точности по ГОСТ 29251-91 «Посуда лабораторная стеклянная. Бюретки. Часть 1. Общие требования». При выполнении измерения были получены следующие значения выходной величины для трех повторных определений коэффициента поправки: V1= 31,1 см3; V2= 31,0 см3; V3= 31,1 см3.
Стандартная неопределенность измерений объема 0,1 моль/дм3 раствора серной кислоты, израсходованного на титрование, u(V), см3, состоит из следующих основных вкладов:
- стандартная неопределенность, обусловленная погрешностью измерения объема сливаемой жидкости используемой бюретки, u(VΔ), см3;
- стандартная неопределенность, обусловленная ценой наименьшего деления шкалы используемой бюретки, u(Vc), см3;
- стандартная неопределенность, обусловленная отличием температуры, при которой проводятся измерения, от температуры, при которой нормируется погрешность измерения объема сливаемой жидкости бюретки, u(Vt), см3.
Стандартная неопределенность u(VΔ), см3, рассчитывается на основании информации о пределах погрешности измерения сливаемой жидкости бюреткой ± ΔV = 0,1 см3, установленных ГОСТ 29251 в предположении треугольного распределения погрешности в установленных пределах по формуле:
Стандартная неопределенность u(Vc), см3, рассчитывается на основании информации о цене наименьшего деления шкалы используемой бюретки см3, в предположении прямоугольного распределения вероятностей цены деления в пределах ± dV/2 по формуле:
Стандартная неопределенность u(Vt), см3, рассчитывается в предположении прямоугольного распределения исходя из возможных пределов изменения объема жидкости при условии колебания температуры в лаборатории при измерении в пределах (20 ± 5) °С (Δt = 5 °С) и коэффициента объемного расширения жидкости kV, ºС-1, равного 0,00021 ºС-1 для воды (основное вещество в растворе) по формуле:
Примечание – Для оценивания стандартной неопределенности u(Vt) используется измеренное значение объема раствора серной кислоты, пошедшего на титрование, полученное для первой навески безводного углекислого натрия.
Суммарная стандартная неопределенность измерений объема 0,1 моль/дм3 раствора серной кислоты, израсходованного на титрование, u(V), см3 вычисляется путем суммирования стандартных неопределенностей перечисленных выше вкладов по формуле:
2.5 Поправочный коэффициент, учитывающий расхождение между результатами повторных определений коэффициента поправки раствора серной кислоты, F
Значение оценки величины F принимается равным 1.
Стандартная неопределенность измерений поправочного коэффициента, учитывающего расхождение между результатами повторных определений коэффициента поправки раствора серной кислоты, u(F), определяется на основании установленного ГОСТ 25794.1 (п. 1.11) допускаемого расхождения между результатами повторных определений коэффициента поправки r = 0,001, которое рассматривается как предел повторяемости согласно СТБ ИСО 5725-6-2002 «Точность (правильность и прецизионность) методов и результатов измерений. Часть 6. Использование значений точности на практике». С учетом того, что за результат измерения принимается среднее арифметическое трех определений, стандартная неопределенность u(F) определяется по формуле:
Этап 3. Анализ корреляций
Все входные величины рассматриваются как некоррелированные, поскольку получены независимо друг от друга в различных экспериментах.
Этап 4. Оценка измеряемой величины
Значения коэффициента поправки раствора серной кислоты при i-ом определении согласно формуле (1) составляют:
Максимальное расхождение между результатами трех определений не превышает допускаемого значения, установленного ГОСТ 25794.1:
Значение коэффициента поправки раствора серной кислоты определяется по формуле (2) на основании результатов параллельных определений, которые рассчитываются по формуле (1):
Коэффициент поправки вычисляют с точностью до четвертого десятичного знака. Полученное значение коэффициента поправки раствора серной кислоты удовлетворяет требованию ГОСТ 25794.1 (п. 1.11) о том, что значение коэффициента поправки должно соответствовать диапазону .
Этап 5. Суммарная стандартная неопределенность
Суммарная стандартная неопределенность измерений коэффициента поправки K определяется по закону распространения неопределенностей путем суммирования относительных стандартных неопределенностей всех влияющих величин, входящих в функции измерений (1) и (2), по формуле:
Примечание — Для оценивания суммарной стандартной неопределенности u(K) используются значения оценок влияющих величин (измеренные значения), полученные для первой навески безводного углекислого натрия.
Значения относительных стандартных неопределенностей влияющих величин рассчитываются как отношение стандартной неопределенности влияющей величины к значению оценки влияющей величины.
Значения процентных вкладов неопределенностей влияющих величин в суммарную стандартную неопределенность рассчитываются как умноженное на 100 % отношение квадрата относительной стандартной неопределенности влияющей величины к квадрату относительной суммарной стандартной неопределенности.
Этап 6. Бюджет неопределенности
В таблице представлен бюджет неопределенности измерений коэффициента поправки серной кислоты.
Этап 7. Расширенная неопределенность
Расширенная неопределенность измерений коэффициента поправки серной кислоты, U(K), получается умножением суммарной стандартной неопределенности, u(K), на коэффициент охвата k, который выбирается равным 2 при уровне доверия приблизительно 95 % в предположении нормального распределения вероятностей измеряемой величины:
Этап 8. Результат измерения
Коэффициент поправки раствора серной кислоты концентрации c(H2SO4) = 0,1 моль/дм3 составляет (1,0001 ± 0,0108), где число, следующее за знаком ±, является численным значением расширенной неопределенности, которая получена умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k = 2, основанный на предполагаемом нормальном распределении, и определяет интервал, соответствующий вероятности охвата приблизительно 95 %.
Уважаемые коллеги! Если у Вас возникли вопросы по представленному примеру, Вы можете задать их нашим специалистам посредством обратной связи или по телефонам, указанным в контактных данных на сайте.
Если у Вас есть необходимость разработать методику оценивания неопределенности, Вы можете заказать разработку у нас. Чтобы узнать стоимость и сроки работ, заполните форму обратной связи ниже.
УЗНАТЬ СТОИМОСТЬ РАЗРАБОТКИ МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ…
Пример 4. Оценивание неопределенности измерений pH воды
Измерительная задача
Метод основан на измерении разности потенциалов гальванического элемента с использованием соответствующего рН-метра. Измерения проводят рН-метром/иономером ИТАН. Перед измерением пробы воды про-водится двухточечная калибровка по буферным растворам. Температура пробы питьевой воды и температура буферных растворов измеряется термодатчиком, встроенным в рН-метр. рН-метр автоматически учитывает разность температур буферных растворов и пробы питьевой воды в выдаваемых показаниях.
Этап 1. Составление функции измерений
Измеряемой величиной является рН пробы питьевой воды, ед. рН, которая определяется согласно функции измерений:
где рНизм – показания рН-метра, ед. рН;
δкал – поправка на погрешность калибровки рН-метра, ед. рН;
δсх – поправка на повторяемость измерений, ед. рН.
Измеренное значение величины округляют до одного десятичного знака.
Результаты измерений
Температура пробы питьевой воды, измеренная термодатчиком рН-метра, составила 10 °С. При измерении пробы питьевой воды с цифрового дисплея рН-метра было снято показание рН равное 6,52 ед. рН.
Этап 2. Анализ входных величин
2.1 Показания рН-метра (рНизм)
Показание рН-метра составило рНизм = 6,52 ед. рН.
Стандартная неопределенность величины рНизм рассчитывается на основании информации о пределах основной допускаемой абсолютной погрешности рН-метра в предположении прямоугольного распределения вероятностей. В паспорте на рН-метр/иономер ИТАН указаны пределы основной допускаемой абсолютной погрешности измерения рН (измерительным преобразователем в комплекте с электродной системой в растворах с температурой от 10 °С до 60 °С) ± Δ = ± 0,050 ед. рН. Стандартная неопределенность величины рНизм рассчитывается по формуле:
Примечание – Неопределенностью измерений, обусловленной разрешающей способностью цифрового дисплея рН-метра пренебрегаем, поскольку данная составляющая неопределенности значительно ниже составляющей, обусловленной основной допускаемой абсолютной погрешностью рН-метра.
2.2 Поправка на погрешность калибровки рН-метра (δкал)
Поправка на погрешность калибровки рН-метра оценивается значением «нуль»
δкал = 0 ед. рН.
Стандартная неопределенность измерений величины δкал рассчитывается на основании информации о допускаемом отклонении значений рН, при проверке калибровки, от значений рН буферных растворов в контрольных точках ± Δк = ± 0,03 ед. рН. Стандартная неопределенность величины δкал рассчитывается в предположении прямо-угольного распределения вероятностей в указанных границах по формуле:
Примечание – Неопределенностью измерений рН буферных растворов пренебрегаем, т.к. значения расширенных неопределенностей измерений рН буферных растворов не превышают 1/3 от допускаемого отклонения Δк.
2.3 Поправка на повторяемость измерений (δсх)
Поправка на повторяемость измерений рН оценивается значением «нуль» δсх = 0 ед. рН.
Стандартная неопределенность измерений величины δсх рассчитывается на основании информации о стандартном отклонении повторяемости в предположении нормального распределения вероятностей. Для питьевой воды в диапазоне рН от 6,35 до 6,46 ед. рН при межлабораторном исследовании метода измерений рН было установлено значение стандартного отклонения повторяемости σr = 0,011 ед. рН. В лаборатории при внедрении метода измерений установленное значение показателя повторяемости было подтверждено и распространено на диапазон измерений, содержащий измеренное значение рН в исследуемой пробе питьевой воды. Стандартная неопределенность величины δсх рассчитывается по формуле:
Этап 3. Анализ корреляций
Все входные величины рассматриваются как некоррелированные.
Этап 4. Измеренное значение величины
рН пробы питьевой воды будет оцениваться в соответствии с выражением (1) и составит:
Этап 5. Суммарная стандартная неопределенность
Суммарная стандартная неопределенность измерений величины рН рассчитывается по формуле:
Коэффициенты чувствительности для всех влияющих величин, входящих в функцию измерений (1), будут равны 1.
Этап 6. Бюджет неопределенности
В таблице представлен бюджет неопределенности для измеряемой величины и произведены соответствующие расчеты для нахождения ее стандартной неопределенности.
Таблица – Бюджет неопределенности для рН пробы питьевой воды
Этап 7. Расширенная неопределенность
Расширенная неопределенность U получается умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k, который выбирается равным 2 при уровне доверия 95 % в предположении нормального распределения вероятностей измеряемой величины:
Этап 8. Представление результата измерения
Результат измерения записывается в виде:
«рН пробы воды составила (6,5 ± 0,1) ед. рН, k = 2, P = 95 %».
Уважаемые коллеги! Если у Вас возникли вопросы по представленному примеру, Вы можете задать их нашим специалистам посредством обратной связи или по телефонам, указанным в контактных данных на сайте.
Если у Вас есть необходимость разработать методику оценивания неопределенности, Вы можете заказать разработку у нас. Чтобы узнать стоимость и сроки работ, заполните форму обратной связи ниже.
УЗНАТЬ СТОИМОСТЬ РАЗРАБОТКИ МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ…
Пример 5. Оценивание неопределенности измерений относительного удлинения эластичного герметика
Измерительная задача
Относительное удлинение герметика полиуретанового определяется по ГОСТ 21751-76 «Герметики. Метод определения условной прочности относительного удлинения при разрыве и относительной остаточной деформации после разрыва» с применением разрывной машины РМ-30-1 методом растяжения образцов с постоянной скоростью при заданной температуре до разрыва с последующим измерением геометрических параметров образца. Длина рабочего участка образца до и после приложения нагрузки измеряется линейкой металлической по ГОСТ 427-75 с пределом измерений 300 мм и ценой деления 1 мм.
Образцы герметика для испытаний типа 1 вырезают длиной (115 ± 1) мм специальным ножом согласно ГОСТ 21751 (пп. 1.3, 2.1-2.4). Общее количество испытываемых образцов – 5. Испытания проводят при температуре окружающего воздуха (20 ± 3) ºС и относительной влажности (65 ± 5) %.
Этап 1. Составление функции измерений
Относительное удлинение каждого испытываемого образца, εрi, в процентах рассчитывается на основании функции измерений:
где lpi – длина рабочего участка образца в момент разрыва, мм;
l0 – первоначальная длина рабочего участка образца, мм.
Относительное удлинение герметика полиуретанового рассчитывается как среднее арифметическое относительных удлинений, εрi, полученных для каждого из испытываемых образцов:
где – среднее арифметическое измерений относительного удлинения пяти образцах, %;
t – количество испытанных образцов герметика;
Fr – поправка на рассеяние результатов измерений относительных удлинений, полученных на всех испытанных образцах, %.
Результат измерения округляется до целых чисел.
Результаты измерений
При определении относительного удлинение герметика полиуретанового было испытано 5 образцов. Результаты испытаний представлены в таблице 1.
Таблица 1 – Результаты испытаний образов герметика полиуретанового на относительное удлинение
Этап 2. Анализ входных величин
2.1 Среднее арифметическое измерений относительного удлинения пяти образцах ()
Значение оценки рассчитывается по формуле
Возможное рассеяние результатов измерений относительного удлинения на пяти единичных образцах герметика учитывается через влияющую величину F.
2.2 Первоначальная длина рабочего участка образца (l0i)
Тип оценивания неопределенности: В
Вид распределения: трапецеидальное
Значение оценки: получают путем снятия показаний со шкалы линейки при прямых измерениях длины рабочего участка образца до проведения испытаний, мм; значения для каждого образца представлены в таблице 1
Стандартная неопределенность: u(l0i) = 0,294 мм
Неопределенность, связанная с величиной l0i, оценивается на основании информации о допускаемом отклонении от номинальных значений длины шкалы используемой линейки с пределом измерений 300 мм ±Δl = ±0,10 мм и цене деления линейки d = 1 мм. Поскольку значения приведено без вероятности, принимаем прямоугольное распределение значений погрешности линейки и ошибки оператора при снятии показаний со шкалы линейки в соответствующих границах. Стандартная неопределенность оценивается по типу В и составляет:
2.3 Длина рабочего участка образца в момент разрыва (lpi)
Вид распределения: трапецеидальное
Значение оценки: получают путем снятия показаний со шкалы линейки при прямых измерениях длины рабочего участка образца после проведения испытаний, мм; значения для каждого образца представлены в таблице 1
Стандартная неопределенность: u(lpi) = 0,294 мм
Неопределенность, связанная с величиной lpi, оценивается на основании информации о допускаемом отклонении от номинальных значений длины шкалы используемой линейки с пределом измерений 300 мм ±Δl = ±0,10 мм и цене деления линейки d = 1 мм. Поскольку значения приведено без вероятности, принимаем прямоугольное распределение значений погрешности линейки и ошибки оператора при снятии показаний со шкалы линейки в соответствующих границах. Стандартная неопределенность оценивается по типу В и составляет:
2.4 Поправка на рассеяние результатов измерений относительных удлинений, полученных на всех испытанных образцах (Fr )
Тип оценивания неопределенности: А
Вид распределения: нормальное
Значение оценки: Fr = 0,0 %
Стандартная неопределенность: u(Fr) = 22,80 %
Стандартная неопределенность поправки рассчитывается как стандартное отклонение среднего арифметического измерений относительного удлинения пяти образцах по типу А в предположении нормального распределения и составляет:
Этап 3. Анализ корреляций
Все входные величины рассматриваются как некоррелированные.
Этап 4. Измеренное значение величины
Оценка измеряемой величины – относительное удлинение герметика, εр, в процентах, рассчитывается по формуле (1) используя полученные в Этапе 2 значения оценок входных величин:
Этап 5. Суммарная стандартная неопределенность
Стандартную неопределенность измеряемой величины εр, %, рассчитываем по закону распространения неопределенностей путем суммирования квадратов произведений стандартных неопределенностей влияющих величин, входящих в функции измерений (1) и (2), на соответствующие коэффициенты чувствительности:
Коэффициенты чувствительности рассчитываются как частные производные функции измерений (1) по входным величинам:
Примечание – Для расчета коэффициентов чувствительности используются значения параметров, полученные при испытаниях первого образца герметика.
Вклад в неопределенность от j-ой входной величины рассчитывается как произведение стандартной неопределенности этой величины на соответствующий коэффициент чувствительности. Процентный вклад рассчитывается как отношение квадрата вклада входной величины к квадрату суммарной стандартной неопределенности (выражается в процентах):
Этап 6. Бюджет неопределенности
Бюджет неопределенности для относительного удлинения герметика представлен в таблице 3.
Таблица 3 – Бюджет неопределенности для относительного удлинения
Этап 7. Расширенная неопределенность
Расширенную неопределенность U получаем умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k. Поскольку в бюджете неопределенности доминирует составляющая, распределенная по нормальному закону распределения и рассчитанная на малом объеме экспериментальных данных (менее 10), то значение коэффициента охвата выбирается в предположении распределения Стьюдента для измеряемой величины как квантиль распределения Стьюдента при вероятности 95 % и числе эффективных степеней свободы, которые рассчитываются по формуле Уэлча-Саттертуэта
Значение коэффициента охвата принимается равным k = 2,57. Расширенная неопределенность будет рассчитываться по формуле:
Этап 8. Представление результата измерения
Результат измерения представляют в виде:
«Относительное удлинение герметика полиуретанового составило (580 ±63) %, где число, следующее за знаком ±, является численным значением расширенной неопределенности, которая получена умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k = 2,78, основанный на предполагаемом распределении Стьюдента и числе эффективных степеней свободы νeff = 5, и определяет интервал, соответствующий вероятности охвата 95 %».
Библиография
ГОСТ 21751-76 Герметики. Метод определения условной прочности относительного удлинения при разрыве и относительной остаточной деформации после разрыва
ГОСТ 427-75 Линейки измерительные металлические. Технические условия
Уважаемые коллеги! Если у Вас возникли вопросы по представленному примеру, Вы можете задать их нашим специалистам посредством обратной связи или по телефонам, указанным в контактных данных на сайте.
Если у Вас есть необходимость разработать методику оценивания неопределенности, Вы можете заказать разработку у нас. Чтобы узнать стоимость и сроки работ, заполните форму обратной связи ниже.
УЗНАТЬ СТОИМОСТЬ РАЗРАБОТКИ МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ…
Пример 6. Оценивание неопределенности измерений прочности бетона на растяжение при изгибе
Измерительная задача
Прочность на растяжение при изгибе бетона класса прочности на растяжение при изгибе Вtb3,6 определяется по ГОСТ 10180-2012 «Бетоны. Методы определения прочности по контрольным образцам» путем разрушающих кратковременных статических испытаний специально изготовленных контрольных образцов бетона. В качестве контрольных образцов используются изготовленные согласно ГОСТ 10180 (п. 4) образцы бетона в форме призмы квадратного сечения 100×100×400 мм. Количество контрольных образцов в серии – три.
Испытания контрольных образцов на прочность на растяжение при изгибе проводят на универсальной испытательной машине C093-03A. Линейные размеры образцов измеряют линейкой металлической по ГОСТ 427-75 с пределом измерений 500 мм и ценой деления 1 мм.
Этап 1. Составление функции измерений
Прочность бетона на растяжение при изгибе для i-го образца в серии Rtb,i, МПа, вычисляется в соответствии со следующей функцией измерений:
где δ – масштабный коэффициент для приведения прочности бетона к прочности бетона в образцах базовых размера и формы;
Fi – разрушающая нагрузка для i-го контрольного образца, Н;
ai – ширина поперечного сечения призмы для i-го контрольного образца, мм;
bi – высота поперечного сечения призмы для i-го контрольного образца, мм;
l – расстояние между опорами, мм.
Прочность бетона на растяжение при изгибе Rtb, МПа, вычисляется в соответствии со следующей функцией измерений:
где Fr – поправочный коэффициент, учитывающий расхождение между результатами измерений прочности n образцов, Fr = 1;
n – количество образцов в серии, n = 3.
Измеренное значение прочности бетона на растяжение при изгибе округляется с точностью до 0,01 МПа.
Результаты измерений
При проведении испытаний трех контрольных образцов бетона на растяжение при изгибе были получены значения параметров, представленные в таблице 1.
Таблица 1 – Результаты испытаний контрольных образцов бетона на прочность на растяжение при изгибе
Этап 2. Анализ входных величин
2.1 Масштабный коэффициент для приведения прочности бетона к прочности бетона в образцах базовых размера и формы (δ)
Значение оценки выбирается согласно ГОСТ 10180 (таблица 1) и составляет δ = 0,92.
Величина рассматривается как постоянная.
2.2 Разрушающая нагрузка для i-го контрольного образца (Fi)
Значение оценки величины Fi для каждого контрольного образца определяется по шкале отсчетного устройства испытательной машины и представлено в таблице 1
Тип оценивания неопределенности: В
Вид распределения: трапецеидальное
Стандартная неопределенность: u(F) = 164,04 Н
Неопределенность, связанная с величиной F, оценивается на основании информации о пределах допускаемой относительной погрешности показания силы ± δF = ± 1 % и цене деления шкалы стрелочного индикатора d = 500 Н. Поскольку значения приведены без вероятности, принимаем прямоугольное распределение значений погрешности показаний силы и ошибки оператора при снятии показаний со шкалы индикатора в соответствующих границах. Стандартная неопределенность оценивается по типу В и составляет:
Примечание – Для расчета стандартной неопределенности разрушающей нагрузки используется значение параметра, полученное при испытаниях первого контрольного образца.
2.3 Ширина поперечного сечения призмы для i-го контрольного образца (ai)
Значение оценки величины аi для каждого контрольного образца определяется по шкале линейки металлической и представлено в таблице 1
Тип оценивания неопределенности: В
Вид распределения: трапецеидальное
Стандартная неопределенность: u(а) = 0,301 мм
Неопределенность, связанная с величиной а, оценивается на основании информации о допускаемом отклонении от номинальных значений длины шкалы используемой линейки с пределом измерений 500 мм ±Δl = ±0,15 мм и цене деления линейки dl = 1 мм. Поскольку значения приведено без вероятности, принимаем прямоугольное распределение значений погрешности линейки и ошибки оператора при снятии показаний со шкалы линейки в соответствующих границах. Стандартная неопределенность оценивается по типу В и составляет:
2.4 Высота поперечного сечения призмы для i-го контрольного образца (bi)
Значение оценки величины bi для каждого контрольного образца определяется по шкале линейки металлической и представлено в таблице 1
Тип оценивания неопределенности: В
Вид распределения: трапецеидальное
Стандартная неопределенность: u(b) = 0,301 мм
Неопределенность, связанная с величиной b, оценивается на основании информации о допускаемом отклонении от номинальных значений длины шкалы используемой линейки с пределом измерений 500 мм ±Δl = ±0,15 мм и цене деления линейки dl = 1 мм. Поскольку значения приведено без вероятности, принимаем прямоугольное распределение значений погрешности линейки и ошибки оператора при снятии показаний со шкалы линейки в соответствующих границах. Стандартная неопределенность оценивается по типу В и составляет:
2.5 Расстояние между опорами (l)
Значение оценки величины l = 300 мм и определяется по шкале линейки металлической
Тип оценивания неопределенности: В
Вид распределения: трапецеидальное
Стандартная неопределенность: u(l) = 0,301 мм
Неопределенность, связанная с величиной l, оценивается на основании информации о допускаемом отклонении от номинальных значений длины шкалы используемой линейки с пределом измерений 500 мм ±Δl = ±0,15 мм и цене деления линейки dl = 1 мм. Поскольку значения приведено без вероятности, принимаем прямоугольное распределение значений погрешности линейки и ошибки оператора при снятии показаний со шкалы линейки в соответствующих границах. Стандартная неопределенность оценивается по типу В и составляет:
2.6 Поправочный коэффициент, учитывающий расхождение между результатами измерений прочности n образцов (Fr)
Значение оценки: Fr = 1
Тип оценивания неопределенности: B
Вид распределения: нормальное
Стандартная неопределенность: u(Fr) = 0,06
Стандартная неопределенность поправки рассчитывается на основании среднего внутрисерийного коэффициента вариации прочности бетона, установленного в лаборатории согласно ГОСТ 10180 (Приложение А) и равного 6 %. Стандартная неопределенность оценивается по типу В в предположении нормального распределения и составляет:
Примечание – Для использования в расчетах установленного в лаборатории среднего внутрисерийного коэффициента вариации следует проверить соответствие реального разброса результатов измерений прочности бетона на растяжение при изгибе, полученного на испытанных контрольных образцах, установленному среднему внутрисерийному коэффициенту вариации используя положения СТБ ИСО 5725-6 и следующее неравенство:
где f(n) – коэффициент критического размаха, выбирается в зависимости от количества контрольных образцов в серии n по СТБ ИСО 5725-6 (таблица 1).
Для нашего примера f(n=3) = 3,3 и неравенство (8) выполняется:
Этап 3. Анализ корреляций
При измерении величин а и b, близких по измеренным значением, присутствуют корреляционные эффекты, связанные с применением одного средства измерений (линейки металлической) в одной точке диапазона измерений (узком диапазоне измерений) и вызванные погрешностью применяемого средства измерений. Однако, учитывая, что вклад этой составляющей в стандартные неопределенности величин а и b незначителен (в процентном выражении составляет 8,3 %), существующей корреляцией пренебрегаем и не учитываем при расчете суммарной стандартной неопределенности измеряемой величины: прочности бетона на растяжение при изгибе.
Все остальные входные величины рассматриваются как некоррелированные.
Этап 4. Измеренное значение величины
Оценка измеряемой величины – прочности бетона на растяжение при изгибе, Rtb, МПа, рассчитывается по формуле (2) используя полученные в таблице 1 значения оценок входных величин:
Этап 5. Суммарная стандартная неопределенность
Стандартную неопределенность измеряемой величины Rtb, МПа, рассчитываем по закону распространения неопределенностей путем суммирования квадратов относительных стандартных неопределенностей влияющих величин, входящих в функции измерений (1) и (2):
и составляет для нашего примера
Примечание – Для расчета относительных стандартных неопределенностей входных величин используются значения величин, полученные для первого контрольного образца.
Значения процентных вкладов неопределенностей влияющих величин в суммарную стандартную неопределенность рассчитываются как умноженное на 100 % квадрат отношения относительной стандартной неопределенности влияющей величины к относительной суммарной стандартной неопределенности:
Этап 6. Бюджет неопределенности
Бюджет неопределенности для прочности бетона на растяжение при изгибе представлен в таблице 3.
Таблица 3 – Бюджет неопределенности для прочности бетона на растяжение при изгибе
Этап 7. Расширенная неопределенность
Расширенную неопределенность U получаем умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k = 2 в предположении нормального распределения при уровне доверия приблизительно 95 %:
Этап 8. Представление результата измерения
Результат измерения представляют в виде:
«Прочность бетона на растяжение при изгибе бетона класса прочности на растяжение при изгибе Вtb3,6 составила (3,65 0,45) МПа, где число, следующее за знаком ±, является численным значением расширенной неопределенности, которая получена умножением суммарной стандартной неопределенности на коэффициент охвата k = 2, основанный на предполагаемом нормальном распределении, и определяет интервал, соответствующий вероятности охвата приблизительно 95 %».
Библиография
ГОСТ 10180-2012 Бетоны. Методы определения прочности по контрольным образцам
ГОСТ 427-75 Линейки измерительные металлические. Технические условия
СТБ ИСО 5725-6-2002 Точность (правильность и прецизионность) методов и результатов измерений. Часть 6. Использование значений точности на практике
Уважаемые коллеги! Если у Вас возникли вопросы по представленному примеру, Вы можете задать их нашим специалистам посредством обратной связи или по телефонам, указанным в контактных данных на сайте.
Если у Вас есть необходимость разработать методику оценивания неопределенности, Вы можете заказать разработку у нас. Чтобы узнать стоимость и сроки работ, заполните форму обратной связи ниже.
УЗНАТЬ СТОИМОСТЬ РАЗРАБОТКИ МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ…
Пример 7. Оценивание неопределенности измерений твердости по Бриннелю
Измерительная задача
Измерение твердости трубопровода из Стали 10Г2СД по шкале Бриннеля выполняется твердомером ТКМ-459
Условия проведения измерений:
- температура окружающего воздуха +15 ºС;
- относительная влажность 60 %;
- толщина контролируемого участка детали 10 мм;
- шероховатость поверхности, на которой производится измерение Rа 1,2.
Этап 1. Составление функции измерений
Измеряемой величиной является твердость контролируемого участка объекта контроля по шкале Бринелля, Н, которая определяется как:
где Низм – показания твердомера, НВ;
δт – поправка на погрешность твердомера, НВ;
δр – поправка на разрешающую способность дисплея твердомера, НВ.
Результаты измерений
На контролируемом участке были получены следующие единичные результаты наблюдения твердости по шкале Бринелля:
h2 = 180 НВ
h3 = 184 НВ
h4 = 175 НВ
h5 = 172 НВ
H5 = 183 НВ
Этап 2. Анализ входных величин
2.1 Показания твердомера (Низм)
Показания твердомера оцениваются как среднее арифметическое из 5 единичных результатов наблюдений твердости контролируемого участка объекта контроля по формуле:
Стандартная неопределенность величины Низм рассчитывается как среднее квадратическое отклонение среднего арифметического из 5 единичных результатов наблюдений по формуле:
Примечание – Данная составляющая может не учитываться, если отклонение максимального единичного показания твердости от минимального не превышает предела основной допускаемой погрешности твердомера.
2.2 Поправка на погрешность твердомера (δт)
Поправка на погрешность твердомера оценивается значением «нуль». В паспорте на твердомер установлены пределы абсолютной погрешности ± Δ = ± 15 НВ при измерении по шкале Бринелля (НВ). Стандартная неопределенность поправки определяется по типу В на основании установленных пределов абсолютной погрешности твердомера в предположении прямоугольного закона распределения: 2.3 Поправка на разрешающую способность дисплея твердомера (δр)
Поправка на разрешающую способность дисплея твердомера оценивается значением «нуль». Стандартная неопределенность поправки определяется через величину единицы наименьшего разряда дисплея (а = 1 НВ).
Стандартная неопределенность поправки на разрешающую способность дисплея твердо-мера оценивается по типу В в предположении прямоугольного распределения из выражения:
Этап 3. Анализ корреляций
Все входные величины рассматриваются как некоррелированные.
Этап 4. Измеренное значение величины
Твердость контролируемого участка трубопровода будет оцениваться в соответствии с выражением (1) и составит:
Этап 5. Суммарная стандартная неопределенность
Суммарная стандартная неопределенность, приписываемая результату измерения Н, рас-считывается по формуле:
Коэффициенты чувствительности для всех влияющих величин, входящих в функцию измерений (1), будут равны 1.
Этап 6. Бюджет неопределенности
В таблице представлен бюджет неопределенности для измеряемой величины и произведены соответствующие расчеты для нахождения ее стандартной неопределенности.
Таблица – Бюджет неопределенности для твердости по шкале Бриннеля Н
Этап 7. Расширенная неопределенность
Суммарное распределение измеряемой величины предполагаем прямоугольным (по-скольку доминирует составляющая неопределенности от величины δт, процентный вклад составляет более 90 %). Коэффициент охвата для уровня доверия 95 % принимается равным k = 1,65. Расширенную неопределенность рассчитываем по формуле:
Этап 8. Представление результата измерения
Результат измерения записывается в виде:
«Твердость по Бринеллю контролируемого участка трубопровода из Стали 10Г2СД со-ставила (180 ± 15) НВ, k = 1,65, P = 95 %».
Уважаемые коллеги! Если у Вас возникли вопросы по представленному примеру, Вы можете задать их нашим специалистам посредством обратной связи или по телефонам, указанным в контактных данных на сайте.
Если у Вас есть необходимость разработать методику оценивания неопределенности, Вы можете заказать разработку у нас. Чтобы узнать стоимость и сроки работ, заполните форму обратной связи ниже.
УЗНАТЬ СТОИМОСТЬ РАЗРАБОТКИ МЕТОДИКИ ОЦЕНИВАНИЯ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ…
Шкала температуры. Шкала Цельсия, Фаренгейта, Кельвина, Реомюра
История
Слово «температура» возникло в те времена, когда люди считали, что в более нагретых телах содержится большее количество особого вещества — теплорода, чем в менее нагретых. Поэтому температура воспринималась как крепость смеси вещества тела и теплорода. По этой причине единицы измерения крепости спиртных напитков и температуры называются одинаково — градусами.
Из того, что температура — это кинетическая энергия молекул, ясно, что наиболее естественно измерять её в энергетических единицах (т.е. в системе СИ в джоулях). Однако измерение температуры началось задолго до создания молекулярно-кинетической теории, поэтому практические шкалы измеряют температуру в условных единицах — градусах.
Шкала Кельвина
В термодинамике используется шкала Кельвина, в которой температура отсчитывается от абсолютного нуля (состояние, соответствующее минимальной теоретически возможной внутренней энергии тела), а один кельвин равен 1/273.16 расстояния от абсолютного нуля до тройной точки воды (состояния, при котором лёд, вода и водяной пар находятся в равновесии). Для пересчета кельвинов в энергетические единицы служит постоянная Больцмана. Используются также производные единицы: килокельвин, мегакельвин, милликельвин и т.д.
Шкала Цельсия
В быту используется шкала Цельсия, в которой за 0 принимают точку замерзания воды, а за 100° точку кипения воды при атмосферном давлении. Поскольку температура замерзания и кипения воды недостаточно хорошо определена, в настоящее время шкалу Цельсия определяют через шкалу Кельвина: градус Цельсия равен кельвину, абсолютный ноль принимается за −273,15 °C. Шкала Цельсия практически очень удобна, поскольку вода очень распространена на нашей планете и на ней основана наша жизнь. Ноль Цельсия — особая точка для метеорологии, поскольку замерзание атмосферной воды существенно всё меняет.
Шкала Фаренгейта
В Англии и, в особенности, в США используется шкала Фаренгейта. В этой шкале на 100 градусов раздёлен интервал от температуры самой холодной зимы в городе, где жил Фаренгейт, до температуры человеческого тела. Ноль градусов Цельсия — это 32 градуса Фаренгейта, а градус Фаренгейта равен 5/9 градуса Цельсия.
В настоящее время принято следующее определение шкалы Фаренгейта: это температурная шкала, 1 градус которой (1 °F) равен 1/180 разности температур кипения воды и таяния льда при атмосферном давлении, а точка таяния льда имеет температуру +32 °F. Температура по шкале Фаренгейта связана с температурой по шкале Цельсия (t °С) соотношением t °С = 5/9 (t °F — 32), то есть изменение температуры на 1 °F соответствует изменению на 5/9 °С. Предложена Г. Фаренгейтом в 1724.
Шкала Реомюра
Предложенна в 1730 году Р. А. Реомюром, который описал изобретённый им спиртовой термометр.
Единица — градус Реомюра (°R), 1 °R равен 1/80 части температурного интервала между опорными точками — температурой таяния льда (0 °R) и кипения воды (80 °R)
1 °R = 1,25 °C.
В настоящее время шкала вышла из употребления, дольше всего она сохранялась во Франции, на родине автора.
|
Пересчёт температуры между основными шкалами |
|||
|
|
Кельвин |
Цельсий |
Фаренгейт |
|
Кельвин (K) |
= K |
= С + 273,15 |
= (F + 459,67) / 1,8 |
|
Цельсий (°C) |
= K − 273,15 |
= C |
= (F − 32) / 1,8 |
|
Фаренгейт (°F) |
= K · 1,8 − 459,67 |
= C · 1,8 + 32 |
= F |
Сравнение температурных шкал
|
Описание |
Кельвин | Цельсий |
Фаренгейт |
Ньютон | Реомюр |
|
Абсолютный ноль |
0 |
−273.15 |
−459.67 |
−90.14 |
−218.52 |
|
Температура таяния смеси Фаренгейта (соли и льда в равных количествах) |
255.37 |
−17.78 |
0 |
−5.87 |
−14.22 |
| Температура замерзания воды (нормальные условия) |
273.15 |
0 |
32 |
0 |
0 |
|
Средняя температура человеческого тела¹ |
310.0 |
36.8 |
98.2 |
12.21 |
29.6 |
|
Температура кипения воды (нормальные условия) |
373.15 |
100 |
212 |
33 |
80 |
| Температура поверхности Солнца |
5800 |
5526 |
9980 |
1823 |
4421 |
¹ Нормальная температура человеческого тела — 36.6 °C ±0.7 °C, или 98.2 °F ±1.3 °F. Приводимое обычно значение 98.6 °F — это точное преобразование в шкалу Фаренгейта принятого в Германии в XIX веке значения 37 °C. Поскольку это значение не входит в диапазон нормальной температуры по современным представлениям, можно говорить, что оно содержит избыточную (неверную) точность. Некоторые значения в этой таблице были округлены.
Сопоставление шкал Фаренгейта и Цельсия
(oF — шкала Фаренгейта, oC — шкала Цельсия)
|
oF |
oC |
|
oF |
oC |
|
oF |
oC |
|
oF |
oC |
|
-459.67 |
-273.15 |
|
-60 |
-51.1 |
|
-4 |
-20.0 |
|
20 |
-6.7 |
Для перевода градусов цельсия в кельвины необходимо пользоваться формулой T=t+T0 где T- температура в кельвинах, t- температура в градусах цельсия, T0=273.15 кельвина. По размеру градус Цельсия равен Кельвину.
«F-шкала»: тест на фашизм Теодора Адорно
В 1950 г. философ Теодор Адорно, знаменитый представитель Франкфуртской школы в своем исследовании «Авторитарная личность» разработал т.н. f-шкалу, которая определяет предрасположенность личности к фашистской идеологии. Философ и его коллеги боялись повторения несчастья 2МВ и решили сделать замеры. Оказалось, что среди простых американцев «потенциальных фашистов» очень много.Образец f-шкалы я нашел только на английском языке, но не растерялся и перевел. Жаль, JavaScript в ЖЖ не работает, так что есть два варианта прохождения теста: или на английском автоматически, или на русском (здесь) и посчитать среднее значение вручную. Но для облегчения подсчета я оставил варианты, под которыми можно оставить зеленую точку. Все что обычным шрифтом — только мой перевод, то что курсивом — мои комментарии. Я также несколько творчески переосмыслил авторскую иронию и заменял фразы типа «настоящий американский характер» на «настоящий русский характер», по сути об одном и том же говорится.
Ответьте на вопросы и узнайте свою предрасположенность! Я уже узнал ))
[3] Нужно меньше говорить и больше работать, тогда все добьются успеха.
[4] Коммерсант и промышленник гораздо важнее для общества, чем художник и профессор.
[5] Наука наукой, но существует много такого, что человеческий разум никогда не будет в силах понять.
[6] Каждый должен верить в некую сверхъестественную силу, которую он будет слушаться беспрекословно.
[7] Бунтующая молодежь с возрастом должна успокоиться
[8] Больше всего нам нужны не программы и законы, а несколько храбрых, неутомимых и преданных лидеров, в которых люди могут верить.
[9] Ни один здоровый и приличный человек не обидит друга или родственника.
[10] Только через страдания можно прийти к чему-то важному.
[11] Молодежи нужна дисциплина, решительность, готовность бороться за семью и родину.
[12] Оскорбление чести и достоинства всегда нужно карать.
[13] Преступления на сексуальной почве, такие как изнасилование и нападение на детей, заслуживают более тяжкого наказания, чем просто тюремное заключение; таких преступников следует публично сечь, или наказывать даже более жестоко.
[14] Нет никого хуже того, кто не любит и не уважает своих родителей.
[15] Многие социальные проблемы будут решены, если мы избавимся от аморальных и малодушных людей.
[16] Гомосексуализм должен сурово караться.
[17] Если проблема представляется непосильно сложной, то лучше не думать о ней, а заняться чем-нибудь более веселым.
[18] Сейчас все больше людей суют нос в чужие личные дела и выносят свою частную жизнь наружу.
[19] Есть люди с врожденным желанием прыгать с высоты.
[20] Все люди делятся на сильных и слабых.
[21] Когда-нибудь мы увидим, что астрология способна объяснить многие вещи.
[22] Когда-нибудь с войнами и социальными проблемами может покончить землетрясение, которое уничтожит мир.
[23] Если у человека есть сила воли, ничто не может ему помешать.
[24] Для поддержания порядка в государстве нужно использовать старые, проверенные временем меры.
[25] Люди не осознают, что наша жизнь управляется тайными заговорами.
[26] Природа человека неизменна, всегда будут существовать конфликты и войны.
[27] Фамильярность порождает неуважение.
[28] В настоящее время нас окружает так много самых разных людей, что следует особо опасаться заразы (инфекции).
[29] Разнузданная сексуальная жизнь древних греков и римлян – это ничто по сравнению с тем, что творится сейчас.
[30] Истинно русский образ жизни можно спасти только силой.
Ну, а теперь сплюсуйте все свои результаты и разделите на количество вопросов (30). Это будет вашим f-результатом.
| Если ваш f-результат… | То вы… |
|---|---|
| меньше 2 | Тварь дрожащая. |
| От 2 до 3 | Либераст. |
| от 3 до 4.5 | Дисциплинированный, но толерантный; наш человек. |
| от 4.5 до 5.5 | Наверняка знает как правильно зигу кидать. |
| от 5.5 и выше | Держит свои черные рубашки в идеальном порядке |
То есть чем ближе к 6, тем больше у вас шансов вступить в партию нового Гитлера.
В следующей таблице приведены персональные переменные, которые f-шкала пыталась измерить, и вопросы f-шкалы, которые определяли эти переменные. Обратите внимание, что один вопрос может измерять больше одной переменной
| Переменная | Вопросы, определяющие переменные |
| Традиционность: Жесткое следование традиционным ценностям среднего класса. | 1, 2, 3, 4 |
| Авторитарное подчинение: Подчиненное, некритическое отношение к идеализированным моральным авторитетам группы. | 1, 5, 6, 7, 8, 9, 10 |
| Авторитарная агрессия: стремление к поиску и подавлению, отвержению и наказанию людей, которые нарушают или преступают общепринятые ценности. | 2, 3, 11, 12, 13, 14, 15, 16 |
| Анти-интрацепция: Оппозиция к личностному, воображаемому, к «мягкому» мышлению. | 3, 4, 17, 18 |
| Суеверность и стереотипность: Вера в мистическую предопределенность индивидуальной судьбы, стремление к мышлению в затверженных, жестких категориях. | 5, 6, 19, 20, 21, 22 |
| Сила и «твердость»: Существование в пространстве таких категорий, как «доминирование — подчинение», «сила — слабость», «лидер — последователь», идентификация с фигурами власти, стремление к чрезмерному выражению общепринятых атрибутов «эго», преувеличенная демонстрация силы и твердости. | 8, 11, 12, 20, 23, 24, 25, 30 |
| Деструктивность и цинизм: общая враждебность, ненависть к человеческому, гуманному. | 26, 27 |
| Проективность: Склонность считать, что в мире происходят ужасные и дикие вещи, проекция внутренне неосознанных эмоциональных импульсов на внешний мир. | 18, 22, 25, 28, 29 |
| Секс: чрезмерная озабоченность сексуальными проблемами. | 13, 16, 29 |
Что ж, это все. Если вы хотете узнать больше, обратитесь к книге Т.В. Адорно и других, «Авторитарная личность» (New York: Harper & Brothers, 1950). Следует отметить, что в этой книге авторы делают вывод: «еще только предстоит доказать» что шкала F и в самом деле измеряет восприимчивость к фашистской идеологии на уровне личности. Они были уверены, что что-то эта шкала измеряет — но сами не понимали точно, что же именно. Т.В. Адорно вернулся во Франкфуртский университет, где, будучи главной фигурой франкфуртской школы «критической теории», развлекался написанием работ, представляющих собой фрейдистско-марксистскую мешанину из псевдонаучных спекулятивных глупостей — сейчас, слава Богу, благополучно опровергнтых.
Конечно, стоит понимать фашизм именно в американском смысле, т.е. «авторитарная личность», суровый капиталист, не терпящий нарушения дисциплины и евреев.Не думаю, что даже если ты по итогам «любишь черные рубашки», то ты обязательно обожаешь Гитлера, и уж тем более не обязательно, что ты «ариец». Может быть, это просто значит, что ты сильно любишь родителей и слушаешься свою совесть. Впрочем, критику Шкалы еще можно будет развернуть, а пока скажу, что я по итогам — «наш человек».))
Спасибо автору образца Chuck Anesi, а также форуму, откуда я взял некоторые переводы.
Краткая версия шкалы нетерпимости к неопределенности
Дугас, М. Дж., Фристон, М. Х., & Ладусер, Р. (1997). Непереносимость неуверенности и проблемная ориентация в тревоге.
Когнитивная терапия и исследования, 21, 593–606.
Дугас, М. Дж., Ганьон, Ф., Ладусер, Р., и Фристон, М. Х. (1998). Генерализованное тревожное расстройство: предварительный тест концептуальной модели
. Поведенческие исследования и терапия, 36, 215–226.
Дугас, М. Дж., Госселин, П., & Ladouceur, Р. (2001). Нетерпимость к неопределенности и беспокойству: исследование специфики в доклинической выборке
. Когнитивная терапия и исследования, 25, 551–558.
Эпштейн, С. (1972). Природа тревоги с упором на ее связь с ожиданием. В С. Д. Спилбергере (ред.)
Тревога: современные тенденции в теории и исследованиях (Том 2, стр. 291–337). Нью-Йорк: Academic Press.
Freeston, M., Rhe
´aume, J., Letarte, H., Dugas, M.J., & Ladouceur, R.(1994). Почему люди волнуются? Личность и
Индивидуальные различия, 17, 791–802.
Греко В. и Роджер Д. (2001). Как справиться с неопределенностью: построение и проверка новой меры. Личность и
Индивидуальные различия, 31, 519–534.
Греко В. и Роджер Д. (2003). Неуверенность, стресс и здоровье. Личность и индивидуальные различия, 34, 1057–
1068.
Hadjistavropoulos, H. D., Craig, K. D., & Hadjistavropoulos, T.(1997). Когнитивные и поведенческие реакции на болезнь
информация: роль беспокойства о здоровье. Поведенческие исследования и терапия, 36, 149–164.
Хейдаяти, М., Дугас, М. Дж., Бур, К., и Фрэнсис, К. (2003, ноябрь). Связь между непереносимостью неопределенности
и интерпретацией неоднозначной и однозначной информации. Плакат, представленный на ежегодном съезде
Ассоциации по развитию поведенческой терапии, Бостон, Массачусетс.
Хок, М., & Krohne, H. W. (2004). Как справиться с угрозой и памятью. Эмоция, 4, 65–86.
Ху, Л., и Бентлер, П. М. (1999). Индексы соответствия в моделировании ковариационной структуры: чувствительность к заниженным параметрам модели
неправильная спецификация. Психологические методы, 3, 424–453.
Джо
Эреског К. и Со
Эрбом Д. (1996). LISREL 8: справочное руководство пользователя. Чикаго, Иллинойс: Scienti ‑ c Software International, Inc.
Jo
reskog, K., & So
rbom, D.(1999). LISREL 8.30 и PRELIS 2.30. Scienti ‑ c Software International, Inc.
Кайзер, Х. Ф. (1961). Замечание о нижней границе числа общих факторов Гуттмана. Многомерное поведение
Research, 1, 249–276.
Кин, Т. М., и Барлоу, Д. Х. (2002). Пост-травматическое стрессовое растройство. В: Д. Х. Барлоу (ред.), Тревога и ее расстройства (стр.
418–453). Нью-Йорк: Гилфорд.
Киртон, М. Дж. (1981). Повторный анализ двух шкал толерантности к неоднозначности.Журнал оценки личности, 45, 407–
414.
Лазарус Р.С. (1991). Эмоция и адаптация. Нью-Йорк: Издательство Оксфордского университета.
Лаугесен, Н., Дугас, М. Дж., И Буковски, В. М. (2003). Понимание подросткового беспокойства: применение когнитивной модели
. Журнал аномальной детской психологии, 31, 55–64.
Марш, Х. У. (1996). Положительная и отрицательная глобальная самооценка: существенное различие или артефакты?
Журнал личности и социальной психологии, 70, 810–819.
Марш, Х. В., Балла, Дж. Р., и Макдональд, Р. П. (1988). Индексы согласия в подтверждающем анализе: влияние размера выборки
. Психологический бюллетень, 103, 391–410.
Макнил, Д. У., и Ваулс, К. Э. (2004). В: Г. Дж. Г. Асмундсон, П. Дж. Нортон и Дж. В. С. Влейен (ред.), Понимание
и лечение страха перед болью. Оксфорд: Издательство Оксфордского университета.
Мейер, Т. Дж., Миллер, М. Л., Мецгер, Р. Л., и Борковец, Т. Д. (1990). Разработка и проверка анкеты Penn State Worry
.Поведенческие исследования и терапия, 28, 487–495.
Могг К., Брэдли Б. П., Миллер Т., Поттс Х., Гленрайт Дж. И Кентиш Дж. (1994). Интерпретация омофонов, связанных с угрозой
: тревога или эффекты предвзятости реакции. Когнитивная терапия и исследования, 18, 461–477.
Ньюман, М. Г., Зуэллиг, А. Р., Качин, К. Э., Константино, М. Дж., Пржеворски, А., Эриксон, Т. и др. (2002). Предварительный
Надежность и валидность опросника по генерализованному тревожному расстройству-IV: пересмотренный самоотчетный диагностический показатель
генерализованного тревожного расстройства.Поведенческая терапия, 33, 215–233.
Нортон, П. Дж. (2005). Психометрический анализ шкалы нетерпимости неопределенности среди четырех расовых групп. Журнал
тревожных расстройств, 6, 699–707.
Петерсон Р. А. и Рейсс С. (1992). Руководство по Индексу чувствительности к тревоге (2-е изд.). Уортингтон, Огайо: Международные диагностические системы
.
Родебо, Т. Л., Вудс, К. М., Тиссен, Д. М., Хаймберг, Р. Г., Чемблесс, Д. Л., и Рапи, Р. М. (2004). Больше информации
из меньшего количества вопросов: факторная структура и свойства элемента исходного и краткого страха отрицательной оценки
шкалы.Психологическая оценка, 2, 169–181.
Спектор П. Э., Ван Катвик П. Т., Бранник М. Т. и Чен П. Ю. (1997). Когда два фактора не отражают две конструкции:
, как характеристики предмета могут создавать артефактические факторы. Журнал менеджмента, 23, 659–677.
Табачник Б. Г. и Фиделл Л. С. (2001). Использование многомерной статистики (4-е изд.). Нью-Йорк: Харпер и Роу.
р. Карлтон и др. / Journal of Anxiety Disorders 21 (2007) 105–117116
Психометрические свойства голландской версии шкалы нетерпимости к неопределенности
Association, A.П. (1987). Диагностическое и статистическое руководство по психическим расстройствам (3-е изд. Ред.) : Вашингтон, округ Колумбия, США: American Psychiatric Publishing, Inc.
Association, A.P. (2000). Диагностическое и статистическое руководство по психическим расстройствам (4-е изд., Текст Rev.) : Вашингтон, округ Колумбия, США: American Psychiatric Publishing, Inc.
Борковец, Т.Д., Робинсон, Э., Прузинский, Т. и ДеПри , JA (1983). Предварительное исследование беспокойства: некоторые характеристики и процессы. Поведенческие исследования и терапия, 21 , 9-16.
Артикул CAS PubMed Google ученый
Бур К. и Дугас М.Дж. (2002). Шкала нетерпимости к неопределенности: психометрические свойства английской версии. Поведенческие исследования и терапия, 40 , 931-946.
Артикул CAS PubMed Google ученый
Дугас, М.J., Freeston, M.H., & Ladouceur, R. (1997). Непереносимость неуверенности и проблемная ориентация в тревоге. Когнитивная терапия и исследования, 21 , 593-606.
Артикул Google ученый
Дугас, М.Дж., Хедаяти, М., Каравидас, А., Бур, К., Фрэнсис, К., и Филлипс, Н.А. (2005). Нетерпимость к неопределенности и обработке информации: свидетельства предвзятого отзыва и интерпретаций. Когнитивная терапия и исследования, 29 , 57-70.
Артикул Google ученый
Freeston, M.H., Rheaume, J., Letarte, H., Dugas, M.J., & Ladouceur, R. (1994). Почему люди волнуются? Личность и индивидуальные различия, 17 , 791-802.
Артикул Google ученый
Холэуэй, Р.М., Хаймберг, Р.Г., и Коулз, М.Е. (2006). Сравнение непереносимости неопределенности аналогового обсессивно-компульсивного расстройства и генерализованного тревожного расстройства. Журнал тревожных расстройств, 20 , 158-174.
Артикул PubMed Google ученый
Ladouceur, R., Blais, F., Freeston, M.H., & Dugas, M.J. (1998). Решение проблем и ориентация на проблемы при генерализованном тревожном расстройстве. Журнал тревожных расстройств, 12 , 139-152.
Артикул CAS PubMed Google ученый
Ladouceur, R., Dugas, M.J., Freeston, M.H., Rheaume, J., Blais, F., Boisvert, J.M., et al. (1999). Специфика симптомов и процессов генерализованного тревожного расстройства. Поведенческая терапия, 30 , 191-207.
Артикул Google ученый
Ladouceur, R., Gosselin, P., & Dugas, M.J. (2000). Экспериментальное манипулирование нетерпимостью неопределенности: исследование теоретической модели беспокойства. Поведенческие исследования и терапия, 38 , 933-941.
Артикул CAS PubMed Google ученый
Мейер, Т.Дж., Миллер, М.Л., Мецгер, Р.Л., и Борковец, Т.Д. (1990). Разработка и проверка анкеты для беспокойства штата Пенсильвания. Поведенческие исследования и терапия, 28 , 487-495.
Артикул CAS PubMed Google ученый
Нортон, П.Дж. (2005). Психометрический анализ шкалы нетерпимости неопределенности среди четырех расовых групп. Журнал тревожных расстройств, 19, 699-707.
Артикул PubMed Google ученый
Робишо, М., Дугас, М.Дж., и Конвей, М. (2003). Гендерные различия в беспокойстве и связанных когнитивно-поведенческих переменных. Журнал тревожных расстройств, 17 , 501-516.
Артикул PubMed Google ученый
Спилбергер, К.Д., Горсуч, Р.Л., Лушене Р. (1970). Руководство по инвентаризации состояний и черт тревожности . Пало-Альто: Консультации психологов Press.
Google ученый
Погрешности — PGS Physics
В любом измеренном значении есть степень неточности. Это может быть связано с ограничениями оборудования, измерений или экспериментальной процедурой.
В высшей физике наше исследование неопределенностей будет ограничиваться: показаниями шкалы, процентными и случайными неопределенностями.Нам не нужно будет объединять неопределенности, но нам нужно будет аппроксимировать неопределенность общего значения, которое рассчитывается на основе других. Мы разберемся с этим позже.
Погрешности показаний весов
Есть два типа погрешностей показаний весов; аналоговый и цифровой.Линейка — пример аналоговой шкалы. В этой ситуации может потребоваться некоторая степень приближения для определения точной длины. Взгляните на пример ниже.
В этом примере сложно точно измерить длину стержня.Наиболее точное измерение, которое мы можем сделать, — это сказать, что оно составляет немногим более 2,75 см. Трудно быть более точным из-за промежутка между градуировками.
Для аналоговой шкалы погрешность показания шкалы составляет ± половину деления шкалы. В этом примере цилиндр имеет размеры:
(2,7 ± 0,05) см.
Цифровой дисплей, как на калькуляторе, является одним из видов цифровых весов. Рассмотрим следующий пример.
Отображаемая температура 38,0 ºC.Однако из-за округления дисплей покажет это в диапазоне от 37,96 ºC до 38,04 ºC. Поэтому с цифровыми дисплеями связана неопределенность.
Для цифровых весов погрешность показания шкалы составляет ± 1 в младшем значении.
Таким образом, в этом примере температура составляет (38,0 ± 0,1) ºC.
Случайные погрешности
Если для одного и того же измерения имеется несколько показаний, то обычно между значениями будет разброс.Это приводит к случайной неопределенности, которая возникает из-за факторов, которые трудно контролировать (хотя они будут минимизированы) во время эксперимента.
Случайная неопределенность рассчитывается по следующей формуле:
Например, рассмотрим следующие измерения, сделанные при определении длины листа бумаги:
Случайная неопределенность для этого измерения рассчитывается по приведенной выше формуле:
Окончательная Тогда значение длины статьи будет иметь следующий вид:
Длина = (28.98 ± 0,06) см
Погрешность в процентах
Погрешность можно выразить в процентах от значения. Это позволяет сравнивать неопределенности в различных величинах, как мы увидим позже. В приведенном выше примере случайная неопределенность составляет 0,2%. Таким образом, длину можно выразить как:
Длина = 28,98 см ± 0,2%
Сравнение неопределенностей
Возможно, что значения могут иметь несколько связанных неопределенностей.Например, в случае с бумагой длина измерялась стандартной линейкой с погрешностью считывания шкалы (как описано выше ± 0,05 см). Это означает, что для среднего значения существует неопределенность показаний шкалы и случайная неопределенность.
В этом случае наибольшая процентная погрешность будет принята за общую (абсолютную) неопределенность.
В этом примере случайная неопределенность самая большая (0,2% по сравнению с 0,17%), поэтому остается окончательный ответ:
Длина = (28.98 ± 0,06) см
Исследование устойчивости, выгорания и толерантности к неопределенности у австралийских регистраторов общей практики | BMC Medical Education
Smith R: Почему врачи так недовольны ?. Br Med J. 2001, 322 (7294): 1073-1074. 10.1136 / bmj.322.7294.1073.
Артикул Google ученый
Маслач С., Джексон С.Е., Лейтер М.П.: Руководство по инвентаризации выгорания Маслач. 1996, Mind Garden, Менло-Парк, Калифорния: Консультации психологов Press, 3-е
Google ученый
Розен И.М., Гимотти П.А., Ши Дж.А., Беллини Л.М.: Эволюция количества сна, недосыпания, расстройства настроения, сочувствия и истощения среди стажеров. Acad Med. 2006, 81 (1): 82-85. 10.1097 / 00001888-200601000-00020.
Артикул Google ученый
Уиллкок С.М., Дейли М.Г., Теннант С.К., Аллард Б.Дж.: выгорание и психические заболевания у новых выпускников медицинских вузов. Med J Aust. 2004, 181 (7): 357-360.
Google ученый
Геррити М.С., Уайт К.П., ДеВеллис Р.Ф., Диттус Р.С.: Реакция врачей на неопределенность: уточнение конструкций и шкал. Мотив Эмот. 1995, 19 (3): 175-191. 10.1007 / BF02250510.
Артикул Google ученый
Бахман К. Х., Freeborn DK: использование врачами HMO направлений. Soc Sci Med. 1999, 48 (4): 547-557. 10.1016 / S0277-9536 (98) 00380-3.
Артикул Google ученый
Кун Г., Гольдберг Р., Комптон С. Терпимость к неуверенности, эмоциональному выгоранию и удовлетворенность карьерой в области экстренной медицины. Ann Emerg Med. 2009, 54 (1): 106-113. 10.1016 / j.annemergmed.2008.12.019. e106
Статья Google ученый
West CP, Tan AD, Habermann TM, Sloan JA, Shanafelt TD: Связь усталости и недомогания резидента с предполагаемыми медицинскими ошибками. ДЖАМА. 2009, 302 (12): 1294-1300. 10.1001 / jama.2009.1389.
Артикул Google ученый
Дженсен П.М., Троллоп-Кумар К., Уотерс Х., Эверсон Дж .: Повышение устойчивости врачей. Может Фам Врач. 2008, 54 (5): 722-729.
Google ученый
Джексон Д., Фиртко А., Эденборо М.: Личная устойчивость как стратегия выживания и процветания перед лицом неблагоприятных условий на рабочем месте: обзор литературы. J Adv Nurs. 2007, 60 (1): 1-9.10.1111 / j.1365-2648.2007.04412.x.
Артикул Google ученый
Кора-Брамбл Д., Чжан К., Кастильо-Пейдж Л: Устойчивость преподавателей из числа меньшинств и их академическая продуктивность: связаны ли они? Acad Med. 2010, 85 (9): 1492-1498. 10.1097 / ACM.0b013e3181df12a9.
Артикул Google ученый
Китон К., Феннер Д.Е., Джонсон Т.Р., Хейворд Р.А.: Предикторы удовлетворенности врачами карьерой, баланса между работой и личной жизнью и выгоранием.Obstet Gynecol. 2007, 109 (4): 949-955. 10.1097 / 01.AOG.0000258299.45979.37.
Артикул Google ученый
Эрнандес П., Гангсей Д., Энгстрем Д.: Сопутствующая устойчивость: новая концепция в работе с теми, кто пережил травму. Fam Process. 2007, 46 (2): 229-241. 10.1111 / j.1545-5300.2007.00206.x.
Артикул Google ученый
Шмольдт Р., Фриборн Д., Клевит Х .: Выгорание врачей: Рекомендации для руководителей ОПЗ.HMO Practice / HMO Group. 1994, 8: 58-63.
Google ученый
Freeborn DK: Удовлетворенность, приверженность и психологическое благополучие среди врачей ОПЗ. West J Med. 2001, 174 (1): 13-18. 10.1136 / ewjm.174.1.13.
Артикул Google ученый
Williams ES, Konrad TR, Linzer M, McMurray J, Pathman DE, Gerrity M, Schwartz MD, Scheckler WE, Van Kirk J, Rhodes E, et al: Уточнение оценки удовлетворенности работой врача: результаты Обследование трудовой жизни врача.Группа исследования удовлетворенности карьерой SGIM. Общество общей внутренней медицины. Med Care. 1999, 37 (11): 1140-1154. 10.1097 / 00005650-199911000-00006.
Артикул Google ученый
Роланд Б., Круз Дж., Рорер Дж .: Валидация единичной меры выгорания среди врачей в Реестре выгорания Маслаха. Исцеление от стресса. 2004, 20 (2): 75-79. 10.1002 / smi.1002.
Артикул Google ученый
Hansen V, Girgis A: Может ли один вопрос эффективно выявить выгорание у австралийских онкологических работников ?. BMC Health Serv. 2010, 10: 341-10.1186 / 1472-6963-10-341.
Артикул Google ученый
Stamm B: Краткое руководство ProQOL. 2010, Покателло: ProQOL.org, 2-й
Google ученый
Wagnild G: Обзор шкалы устойчивости. J Nurs Meas.2009, 17 (2): 105-113. 10.1891 / 1061-3749.17.2.105.
Артикул Google ученый
Геллер Г., Бернхардт Б.А., Каррез Дж., Раштон С.Х., Колоднер К.: Что клиницисты получают от партнерства со своими пациентами? Надежный и достоверный показатель «личного значения в уходе за пациентами». Советы по обучению пациентов. 2008, 72 (2): 293-300. 10.1016 / j.pec.2008.03.025.
Артикул Google ученый
Карлтон Р.Н., Нортон М.А., Асмундсон Г.Дж .: Страх перед неизвестным: краткая версия шкалы нетерпимости и неопределенности. J Беспокойство. 2007, 21 (1): 105-117. 10.1016 / j.janxdis.2006.03.014.
Артикул Google ученый
Piazza Research, GPET: Исследование удовлетворенности регистраторов GP — ежегодный опрос регистраторов GP. 2010, Австралия: Piazza Research Pty Ltd Ph
Google ученый
Эредиа, округ Колумбия, Родос, штат Калифорния, Английский язык, юридический факультет, МакЭлреа, АС, Honeyball FX: Национальное исследование социального обеспечения младшего медицинского специалиста: краткий обзор интернатуры в Австралии. Med J Aust. 2009, 191 (8): 445.
Google ученый
Марквелл А.Л., Вайнер З .: Здоровье и благополучие младших врачей: выводы национального опроса. Med J Aust. 2009, 191 (8): 441-444.
Google ученый
Schattner P, Mazalin D, Pier C, Wainer J, Ling MY: Благополучие регистратора общей практики: перекрестное исследование. Asia Pac Fam Med. 2010, 9 (1): 2-10.1186 / 1447-056X-9-2.
Артикул Google ученый
Шанафельт Т., Брэдли К., Випф Дж., Бэк А: эмоциональное выгорание и уход за пациентами, о котором сообщают сами пациенты, в программе ординатуры по внутренним болезням. Ann Intern Med. 2002, 136: 358-367.
Артикул Google ученый
Монтгомери А., Панагопулу Э, Кехо И., Валканос Э: Объединение организационной культуры и качества обслуживания в больнице: выгорание из-за работы является недостающим звеном ?. J Health Organ Manag. 2011, 25 (1): 108-123.
Артикул Google ученый
Уоллес Дж. Э., Лемэр Дж. Б., Гали В. А.: Здоровье врача: отсутствующий показатель качества. Ланцет. 2009, 374 (9702): 1714-1721. 10.1016 / S0140-6736 (09) 61424-0.
Артикул Google ученый
McAllister M, McKinnon J: Важность преподавания и обучения устойчивости в дисциплинах здравоохранения: критический обзор литературы. Медсестра образования сегодня. 2009, 29 (4): 371-379. 10.1016 / j.nedt.2008.10.011.
Артикул Google ученый
Непереносимость шкалы неопределенности (IUS) —Bio-101
Оригинальная французская шкала нетерпимости к неопределенности (IUS) из 27 пунктов была разработана в Квебеке, Канада, для оценки реакции на неоднозначные условия, неопределенность и будущие события [19]; позже была разработана и утверждена английская версия [40].IUS-12 — это сокращенная версия исходной шкалы [41], состоящая из 12 пунктов, оцениваемых по 5-балльной шкале Лайкерта от 1 («Совершенно не характерно для меня») до 5 («Совершенно характерно для меня»). IUS-12 был переведен и адаптирован на арабский язык в докторской диссертации двумя авторами [42]. Арабская версия показала отличную внутреннюю согласованность, α = 0,90, и хорошую надежность повторного тестирования, r = 0,89.
Информация об авторских правах и лицензии: Автор (ы) © 2021Открытый доступЭта статья находится под лицензией Creative Commons Attribution 4.0 Международная лицензия, которая разрешает использование, совместное использование, адаптацию, распространение и воспроизведение на любом носителе или любом формате, при условии, что вы укажете надлежащую ссылку на первоначального автора (авторов) и источник, предоставите ссылку на лицензию Creative Commons и укажете если были внесены изменения. Изображения или другие сторонние материалы в этой статье включены в лицензию Creative Commons для статьи, если иное не указано в кредитной линии для материала. Если материал не включен в лицензию Creative Commons для статьи и ваше предполагаемое использование не разрешено законодательными нормами или превышает разрешенное использование, вам необходимо получить разрешение непосредственно от правообладателя.Чтобы просмотреть копию этой лицензии, посетите http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/. Отказ Creative Commons Public Domain Dedication (http://creativecommons.org/publicdomain/zero/1.0/) распространяется на данные, представленные в этой статье, если иное не указано в кредитной линии для данных.
Примечание. Приведенное выше содержание было извлечено из исследовательской статьи, поэтому оно может отображаться некорректно.
Оценка шкалы предполагаемой экологической неопределенности миль и снега по JSTOR
АбстрактныйВ этом исследовании изучались измерительные свойства шкалы предполагаемой экологической неопределенности Miles and Snow.Результаты подтвердили внутреннюю согласованность шкалы; тем не менее, стабильность, измеренная корреляциями между тестами и повторными тестами, была недостаточной. Шкала не коррелировала с критериями диверсификации фирмы. Обсуждаются последствия для измерения конструкции воспринимаемой экологической неопределенности.
Информация о журналеЖурнал «Академия менеджмента» представляет собой новейшее исследование, которое дает читателям прогноз относительно новых идей и методов управления.Все статьи, опубликованные в журнале, должны вносить значительный эмпирический и / или теоретический вклад. Представлены все эмпирические методы, включая (но не ограничиваясь ими) качественные, количественные или комбинированные методы. Статьи, опубликованные в журнале, имеют прямое отношение к теории и практике управления и определяют как неотложную практическую проблему управления, так и прочную теоретическую основу для ее решения. Уже более 40 лет журнал считается незаменимым материалом для ученых-менеджеров.Журнал цитируется на таких форумах, как The Wall Street Journal, The New York Times, The Economist и The Washington Post. Журнал выходит шесть раз в год тиражом 15 000 экземпляров.
Информация об издателеАкадемия менеджмента (Академия; АОМ) — ведущая профессиональная ассоциация ученых, занимающаяся созданием и распространением знаний об управлении и организациях. Основная миссия Академии — повысить квалификацию менеджеров за счет развития управленческих знаний и повышения профессионального уровня ее членов.Академия также стремится формировать будущее исследований и образования в области управления. Академия управления, основанная в 1936 году, является старейшим и крупнейшим научным объединением менеджмента в мире. Сегодня Академия является профессиональным домом для более чем 18290 членов из 103 стран. Членство в Академии открыто для всех, кто ценит принадлежность.
Неопределенность и масштаб | Оценка природной сети
Введение
В проекте приняли участие 22 академика, ученых-исследователей и заинтересованные стороны, чтобы выяснить, как мы ценим то, что люди берут от природы, например, пищу и пресную воду, а также другие преимущества, такие как участие в горных видах спорта или отдых на пляже.Мы хотели знать, насколько мы можем быть уверены в какой-либо ценности, которую разработали, и когда и где мы могли бы использовать эту ценность, чтобы помочь обществу принимать более правильные решения.
Плакат с итогами завершения проекта
Направления обучения
Мы посетили две разные области в Великобритании с контрастирующими ландшафтами, чтобы увидеть, что человечество получило от природы в этих областях и как можно получить ценность этих выгод.
Во время первого посещения устья реки Тамар и ферм, расположенных выше по течению в Девоне и Корнуолле, было изучено влияние деятельности человека на качество воды как для питьевой, так и для поддержания реки и устья в хорошем состоянии.
Во время второго визита мы посетили национальный парк Кэрнгормс, где мы ознакомились с планом парка и посетили двух землепользователей, один из которых управляет фермой, а другой управляет землей для поощрения и защиты птиц.
Проблемы оценки
Мы рассмотрели две проблемы, пытаясь оценить дары природы.
Во-первых, мы хорошо понимаем, как устроена наша среда и человеческое общество, но не понимаем всего этого. Хотя мы используем наши модели наводнений, например, чтобы давать советы и принимать меры предосторожности, они часто не могут с уверенностью сказать нам, где может произойти наводнение.
Во-вторых, есть ли у нас правильная информация, которая поможет нам оценить стоимость? Если у нас есть только количество посетителей в этом районе, трудно оценить преимущества туризма для конкретной деревни. Поэтому нам необходимо использовать методы оценки значений для разных географических областей, а иногда и для разных периодов времени.
Во время ознакомительных поездок мы обнаружили, что ценить природу будет довольно сложно. Было много недостающей или недостоверной информации, и иногда стоимость в денежном выражении не была полезной идеей.
Инструмент: байесовская сеть верований
Мы внимательно изучили несколько экосистем и смогли увидеть, как использовать инструмент (называемый байесовской сетью убеждений) для связывания информации и предоставления нам значения и оценки ее неопределенности, как при прогнозировании наводнения; у него также было хорошее графическое представление, чтобы пользователи могли понять, что происходит.
Использование региональной информации, собранной для исследования на ферме, было трудным, и в настоящее время не было инструментов, которые действительно могли бы облегчить это.Мы пришли к выводу, что задача ценить природу возможна, но инструменты нуждались в улучшении, а большая часть необходимой информации была нелегко доступна.
Неправильно указывать ценность благ от природы, которая претендует на то, чтобы быть более точной, чем она есть на самом деле, или действительно актуальна для другой области или времени, чем решение, которое вы хотите принять. Мы показали, что люди, с которыми мы встречались, понимали проблемы и могли разумно использовать информацию об определенности ценности.
Цели
- Рассмотрите выборку экосистемных услуг, чтобы определить общие темы, связанные с масштабом и неопределенностью, и их актуальность для устойчивой оценки экосистемных услуг и природного капитала.
- Выберите тематические исследования, которые содержат богатые и противоречивые данные по экосистемным услугам и среде обитания (и связанного с ними биоразнообразия) для анализа.
- Разработайте структуру для включения изменений масштаба и управления неопределенностью.
Цели
- Соберите команду исследователей из самых разных дисциплин для работы над проблемами.
- Определите набор экосистемных услуг для исследования.
- Определить подход к вопросам оценки неопределенности и зависимости от масштаба в экологических и экологических системах для выбранных экосистемных услуг и количественно оценить связи между экосистемными функциями и экосистемными услугами.
- Рассмотрите роль масштабов и вопросов неопределенности в социальных, управленческих, политических и экономических воздействиях и ответных мерах на предоставление экосистемных услуг, увязав их с экологическими неопределенностями.
- Продвинуться вперед и рассмотреть роль ограничений масштаба и неопределенности в иллюстративных денежных и немонетарных оценочных показателях и связанных с ними процессах принятия решений для выбранных экосистемных услуг.
- Составьте план будущих междисциплинарных исследований для решения проблем неопределенности, масштаба и функции реагирования при оценке общих экосистемных услуг.
Выходы
Читайте окончательный отчет здесь
Для ученых
- Выпускает рабочий документ с обзором существующей методологии, относящейся к включению масштаба и неопределенности в оценку экосистемных услуг, и предлагает структуру для оценки в текущем проекте.
- Документ об оценке предлагаемой структуры в отношении типов данных, совместимости дисциплин и потребностей / представлений заинтересованных сторон
- Открытый семинар, связанный с заключительным собранием команды, чтобы сообщить о прогрессе другим ученым
Для руководителей и практиков
- Презентации для заинтересованных сторон на семинарах в области исследования по применению схемы эскиза.
- Презентации для заинтересованных сторон в каждой области исследования результатов проекта.
Команда
Главный следователь:
Г-н Рон Смит — Центр экологии и гидрологии
Соисследователи:
Д-р Мелани Остин — Морская лаборатория Плимута
Д-р Стивен Бейли — Британский траст орнитологии
Профессор Стивен Т. Бакленд — Университет Сент-Эндрюс
Миссис Кайя Карри — Консультативный форум по эстуариям Тамара
904 Д-р Ян Дик по экологии и гидрологии
Профессор Дэвид Элстон — BioSS
Доктор Марк Эверард — Частный консультант
Профессор Денис Фишбахер-Смит — Университет Глазго
Профессор Ник Хэнли — Университет Стерлинга
Доктор Кэролайн Плимутская морская лаборатория
Профессор Энн Магурран — Университет Св.