[发明专利]一种坐标测量机测量不确定度评定方法在审

专利信息
申请号: 201410654418.4 申请日: 2014-11-14
公开(公告)号: CN104376211A 公开(公告)日: 2015-02-25
发明(设计)人: 陈晓怀;程银宝;王汉斌;徐磊;姜瑞 申请(专利权)人: 合肥工业大学
主分类号: G06F19/00 分类号: G06F19/00
代理公司: 安徽合肥华信知识产权代理有限公司 34112 代理人: 余成俊
地址: 230009 *** 国省代码: 安徽;34
权利要求书: 查看更多 说明书: 查看更多
摘要: 发明公开了一种坐标测量机的测量不确定度标定方法,采取回避坐标测量机的各种误差源之间的复杂关系以及相互间未知的传递规律的方法,通过对坐标测量机进行测量系统特性指标分析的方法,说明验证或获取该测量系统相应的系统特性指标值的方法和途径,并设计了获得坐标测量机的稳定性指标和复现性指标完整的标定方法以及详细的实验方案,考虑温度补偿中的实际温度以及标准光栅尺、被测工件的线膨胀系数对测量结果的影响程度,最终通过方和根法合成获得相对完整的坐标测量机的测量不确定度。
搜索关键词: 一种 坐标 测量 不确定 评定 方法
【主权项】:
一种坐标测量机测量不确定度评定方法,其特征在于:包括坐标测量机测量稳定性标定及测量复现性标定两个部分,其中:坐标测量机的测量稳定性标定过程如下:(1)、由同一名测量人员对工件的同一被测参数进行单次测量;(2)、保持测量环境不变,将坐标测量机保持工作状态,被测工件保持同样的位置及装夹,保持时间≥1小时后,由同一测量人员采用相同的测量方法再次对步骤(1)中的工件的同一被测参数进行单次测量;(3)、保持相同的时间间隔,且保持条件不变依次进行多组上述的独立测量;(4)、各组测量的平均值按大小顺序排列成顺序统计量x(i),即有:x(1)≤x(2)≤···≤x(a);(5)、各组测量为等精度测量,服从均匀分布,选择其中的最大值x(a)减去最小值x(1),所得到的极差即反映了系统测量的稳定性;(6)、根据极差的分布函数可求得系统稳定性所引起的不确定度分量为:<mrow><msub><mi>u</mi><mi>ST</mi></msub><mo>=</mo><mfrac><mrow><msub><mi>x</mi><mrow><mo>(</mo><mi>a</mi><mo>)</mo></mrow></msub><mo>-</mo><msub><mi>x</mi><mrow><mo>(</mo><mn>1</mn><mo>)</mo></mrow></msub></mrow><msqrt><mn>3</mn></msqrt></mfrac><mo>.</mo></mrow>坐标测量机的测量复现性的标定过程如下:(a)、由m名有一定的实际测量经验的且在一定程度上具备相近的测量水准测量人员,进行独立的b次连续测量,m≥5,b≥10;(b)、每位测量人员测得一组数据后,间隔较短的时间(≤5min)后,另一位测量人员重新开始测量测量过程,不同测量人员之间的操作时间不宜过长,一般不超过5min,主要是考虑减少时间因素在测量复现性中影响程度,因为时间因素在系统稳定性中已作考虑;(c)、各测量人员因测量习惯、实际测量经验的不同其所选择的测量方案也不尽完全相同,但每个测量人员在进行单次重复测量时的测量条件不准随意改变,并应尽快完成单组的重复性测量;(d)、计算各测量列的平均值,第i位测量人员的测量列的算术平均值记为(e)、测量人员和测量方案的改变,容易导致上述的m组测量列的平均值之间出现异常值,发现异常值应及时剔除,采用t检验准则剔除可疑的异常值,具体步骤如下:(e.1)、若认为为测量组中的异常值,将其剔除后计算m组测量列的平均值,即:<mrow><mover><mi>x</mi><mo>&OverBar;</mo></mover><mo>=</mo><mfrac><mn>1</mn><mrow><mi>m</mi><mo>-</mo><mn>1</mn></mrow></mfrac><munderover><mi>&Sigma;</mi><munder><mrow><mi>i</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mrow><mi>i</mi><mo>&NotEqual;</mo><mi>q</mi></mrow></munder><mi>m</mi></munderover><mover><msub><mi>x</mi><mi>i</mi></msub><mo>&OverBar;</mo></mover><mo>;</mo></mrow>(e.2)、计算不包括在内的测量组的标准差:<mrow><mi>&sigma;</mi><mo>=</mo><msqrt><mfrac><mrow><mi>&Sigma;</mi><msubsup><mi>v</mi><mi>i</mi><mn>2</mn></msubsup></mrow><mrow><mi>m</mi><mo>-</mo><mn>2</mn></mrow></mfrac></msqrt><mo>;</mo></mrow>(e.3)、根据测量次数m以及选定的显著度α,通过查询t分布的检验系数表得到K值;(e.4)、若<mrow><mo>|</mo><msub><mi>x</mi><mi>q</mi></msub><mo>-</mo><mover><mi>x</mi><mo>&OverBar;</mo></mover><mo>|</mo><mo>></mo><mi>K</mi><mo>&CenterDot;</mo><mi>&sigma;</mi><mo>,</mo></mrow>则认定为异常值,否则予以保留;(f)、各组测量之间的测量条件稍有不同,即非等精度测量,因此不能直接用贝塞尔公式计算实验标准差,而是通过计算其合并样本标准差sp(x)来确定测量复现性引起的不确定度分量,过程如下:(f.1)、分别计算出m组测量结果的各组实验标准差s(xi):<mrow><mi>s</mi><mrow><mo>(</mo><msub><mi>x</mi><mi>i</mi></msub><mo>)</mo></mrow><mo>=</mo><msqrt><mfrac><mrow><munderover><mi>&Sigma;</mi><mrow><mi>j</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mi>b</mi></munderover><msup><mrow><mo>(</mo><msub><mi>x</mi><mi>ij</mi></msub><mo>-</mo><mover><msub><mi>x</mi><mi>i</mi></msub><mo>&OverBar;</mo></mover><mo>)</mo></mrow><mn>2</mn></msup></mrow><mrow><mi>b</mi><mo>-</mo><mn>1</mn></mrow></mfrac></msqrt><mo>;</mo></mrow>(f.2)、m组测量所包含的测量次数相同,合并样本标准差sp(x)为:<mrow><mi>sp</mi><mrow><mo>(</mo><mi>x</mi><mo>)</mo></mrow><mo>=</mo><msqrt><mfrac><mrow><munderover><mi>&Sigma;</mi><mrow><mi>i</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mi>m</mi></munderover><mi>s</mi><msup><mrow><mo>(</mo><msub><mi>x</mi><mi>i</mi></msub><mo>)</mo></mrow><mn>2</mn></msup></mrow><mi>m</mi></mfrac></msqrt><mo>=</mo><msqrt><mfrac><mrow><munderover><mi>&Sigma;</mi><mrow><mi>i</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mi>m</mi></munderover><munderover><mi>&Sigma;</mi><mrow><mi>j</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mi>b</mi></munderover><msup><mrow><mo>(</mo><msub><mi>x</mi><mi>ij</mi></msub><mo>-</mo><mover><msub><mi>x</mi><mi>i</mi></msub><mo>&OverBar;</mo></mover><mo>)</mo></mrow><mn>2</mn></msup></mrow><mrow><mi>m</mi><mo>&CenterDot;</mo><mrow><mo>(</mo><mi>b</mi><mo>-</mo><mn>1</mn><mo>)</mo></mrow></mrow></mfrac></msqrt><mo>;</mo></mrow>(f.3)、测量复现性是不同测量条件下所得测量值的实验标准差,因此复现性所引起的不确定度分量为:<mrow><msub><mi>u</mi><mi>RD</mi></msub><mo>=</mo><mi>sp</mi><mrow><mo>(</mo><mi>x</mi><mo>)</mo></mrow><mo>=</mo><msqrt><mfrac><mrow><munderover><mi>&Sigma;</mi><mrow><mi>i</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mi>m</mi></munderover><munderover><mi>&Sigma;</mi><mrow><mi>j</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mi>b</mi></munderover><msup><mrow><mo>(</mo><msub><mi>x</mi><mi>ij</mi></msub><mo>-</mo><mover><msub><mi>x</mi><mi>i</mi></msub><mo>&OverBar;</mo></mover><mo>)</mo></mrow><mn>2</mn></msup></mrow><mrow><mi>m</mi><mo>&CenterDot;</mo><mrow><mo>(</mo><mi>b</mi><mo>-</mo><mn>1</mn><mo>)</mo></mrow></mrow></mfrac></msqrt><mo>.</mo></mrow>
下载完整专利技术内容需要扣除积分,VIP会员可以免费下载。

该专利技术资料仅供研究查看技术是否侵权等信息,商用须获得专利权人授权。该专利全部权利属于合肥工业大学,未经合肥工业大学许可,擅自商用是侵权行为。如果您想购买此专利、获得商业授权和技术合作,请联系【客服

本文链接:http://www.vipzhuanli.com/patent/201410654418.4/,转载请声明来源钻瓜专利网。

×

专利文献下载

说明:

1、专利原文基于中国国家知识产权局专利说明书;

2、支持发明专利 、实用新型专利、外观设计专利(升级中);

3、专利数据每周两次同步更新,支持Adobe PDF格式;

4、内容包括专利技术的结构示意图流程工艺图技术构造图

5、已全新升级为极速版,下载速度显著提升!欢迎使用!

请您登陆后,进行下载,点击【登陆】 【注册】

关于我们 寻求报道 投稿须知 广告合作 版权声明 网站地图 友情链接 企业标识 联系我们

钻瓜专利网在线咨询

周一至周五 9:00-18:00

咨询在线客服咨询在线客服
tel code back_top