Лепявко А.П. Средства измерений расхода жидкости и газа. Академия стандартизации, метрологии и сертификации а. П. Лепявко средства измерений

• Название: Академия стандартизации, метрологии и сертификации а. П. Лепявко средства измерений
• Анкор: Лепявко А.П. Средства измерений расхода жидкости и газа
• Дата: 23.10.2022
• Размер: 2.47 Mb.
• Имя файла: Лепявко А.П. Средства измерений расхода жидкости и газа.pdf
• Тип: Книга; #749692
• страница: 20 из 21

Беспроливная (имитационная) поверка ультразвукового
преобразователя расхода в соответствии с рекомендацией
Р Газпром 5.13–2010
Рекомендация Р Газпром 5.13–2010 предусматривает воз- можность поверки УЗПР проливным и имитационным методами.
Рекомендации по выбору метода и краткое изложение проливно-

227 го метода поверки УЗПР приведены на стр. 208. Далее приводит- ся краткое описание поверки имитационным (беспроливным) ме- тодом.
Средства поверки
Средства, обеспечивающие измерение абсолютного давления поверочной среды с относительной погрешностью не более
±0,1 %.
Средства измерения температуры, обеспечивающие измере- ние поверочной среды с абсолютной погрешностью не более
±0,2 ºС.
При поверке УЗПР с пределами допускаемой относительной погрешности более 0,7 % допускается применять средства изме- рений, обеспечивающие измерения давления и температуры с по- грешностями в пределах ±0,2 % и ±0,3 ºС соответственно.
Средства измерения температуры, обеспечивающие измере- ния окружающего воздуха с абсолютной погрешностью не более
±0,5 ºС.
Средства измерений влажности поверочной среды.
Калибратор постоянного тока с пределами допускаемой при- веденной погрешности не более 0,02 % в диапазоне измерений
0…20 мА и 4…20 мА.
Частотомер электронно-счетный Ч3-63 или другой, не усту- пающий ему по своим техническим и метрологическим характе- ристикам.
Персональный компьютер с установленным средством кон- фигурирования и диагностики УЗПР.
В случае применения в качестве поверочной среды природ- ного газа обеспечивают контроль его состава.
Поверку имитационным методом УЗПР с допускаемой отно- сительной погрешностью в пределах ±0,5 % проводят на демон- тированном УЗПР.
Поверку УЗПР с допускаемой относительной погрешностью более ±0,5 % допускается проводить без его демонтажа с измери- тельного трубопровода.
Условия поверки
Характеристики окружающей среды должны соответствовать требованиям изготовителя УЗПР, обеспечивающим его функцио- нирование без дополнительных погрешностей.

228
Рекомендуются требования к окружающей среде, приведен- ные в табл. 8.8, если иные требования не оговорены в методике поверки УЗПР, входящей в состав его документации.
Таблица 8.8
Наименование параметра
Значение
Температура атмосферного воздуха, ºС
От –10 до 25
Относительная влажность воздуха, %, не более
70
Атмосферное давление, кПа
0т 84 до 106,7
Отклонение температуры атмосферного воздуха от температуры проверочной среды, ºС, не более
±3
Изменение температуры окружающей среды за время поверки, ºС, не более
±2
УЗПР не должен подвергаться вибрации, которая может по- влиять на его показания. Напряженность электромагнитных по- лей (кроме земного) и уровень индустриальных помех не должны превышать пределов, установленных для поверяемых УЗПР и средств поверки.
Уровень акустических шумов на изолированном от потока газа УЗПР при поверке имитационным методом на измеритель- ном трубопроводе не должен превышать допускаемых пределов.
Поверку УЗПР имитационным методом рекомендуется про- водить при абсолютном давлении поверочной среды п
p
в преде- лах
p
,
p
p
,
25 1
8 0
п


,
(8.85) где
p
– среднее абсолютное давление рабочей среды, при кото- ром буде эксплуатироваться УЗПР.
Допускается проводить поверку имитационным методом при абсолютном давлении поверочной среды п
p
в пределах
p
p
p
,
4 25 0
п


(8.86)
Допускаемые изменения параметров поверочной среды при- ведены в табл. 8.9.
Таблица 8.9
Наименование параметра
Значение
Абсолютное давление поверочной среды, %, за 300 с
±0,2 (0,4)

Температура поверочной среды, ºС
±0,2 (0,4)


Допускаемые значения для УЗПР с пределами допускаемой относитель- ной погрешности более 0,7 %.

229
Операции поверки:
1. Внешний осмотр.
2. Проверка герметичности.
3. Опробование.
Опробование включает в себя контроль отсутствия преду- преждений и сигнализации о сбоях и коммуникационных ошиб- ках на показывающем устройстве, операции проверок общей ра- ботоспособности УЗПР и его функционирования, тестирование частотного и токового выходных каналов.
Если на показывающем устройстве не индицируются сооб- щения об ошибках и предупредительные сообщения, это означа- ет, что внутренние функции УЗПР выполняются безошибочно.
Проверку функционирования проводят с помощью персо- нального компьютера с установленным средством конфигуриро- вания и диагностики УЗПР в соответствии с требованиями и в объеме, предусмотренном его инструкцией по эксплуатации.
Операции проверки функционирования в общем случае включают контроль по всем акустическим каналам: чистоты формы и отсутствия искажения сигналов; отношения сигнал–шум; уровня сигналов.
Оценка измеренных параметров осуществляется на основе критериев, установленных изготовителем.
4. Проверка качества сигнала
Проверка качества сигнала проводится путем определения процента прохождения сигналов по всем акустическим каналам.
Качество сигнала считается удовлетворительным, если число недействительных измерений на каждом акустическом канале не превышает 5 %.
5. Проверка точности измерений скорости звука
Проверка точности измерений скорости звука включает оп- ределение: отклонений измеренных скоростей звука от расчетного зна- чения по каждому акустическому каналу; отклонений значений измеренных скоростей звука по парам акустических каналов.
Проверку выполняют после стабилизации температуры в пределах, указанных в табл. 8.9. Время стабилизации зависит от условного диаметра УЗПР и объема газа в изолированном уча-

230 стке измерительного трубопровода. Проверку не следует начи- нать до тех пор, пока показания измеряемой скорости звука не будут оставаться в пределах 0,2 м/с в течение не менее 10 мин.
В качестве значений скоростей звука принимают их средние значения, измеренные за промежуток времени не более 300 с.
По измеренным значениям давления, температуры и состава
(если поверочная среда – природный газ) рассчитывают скорость звука и проводят ее сравнение с измеренными значениями.
Отклонения измеренных скоростей звука от расчетного зна- чения и различия скоростей звука по акустическим каналам не должны превышать установленных изготовителем пределов.
Оценку работы УЗПР по результатам измерений скорости звука рекомендуется выполнять с учетом следующих критериев: а) Отклонение расчетной скорости звука в газе от измерен- ных скоростей звука по каждому акустическому каналу должно находиться в пределах
)
(
co
U
A



,
(8.87) где А – параметр, значение которого принимают равным:
0,1 % при δ ≤ 0,7 %,
0,2 % при 0,7 % < δ ≤ 1,5 %,
0,3 % при δ > 1,5 %; co
U

– относительная расширенная неопределенность опреде- ления скорости звука.
Значение относительной расширенной неопределенности оп- ределения скорости звука co
U

вычисляют по формуле
5 0
2 2
)
25 0
(
2
co
,
T
cF
u
,
u
U





,
(8.88) где
cF
u

– относительная стандартная неопределенность, припи- сываемая функциональной зависимости, используемой для расче- та скорости звука;
T
u

– относительная стандартная неопределенность измерения температуры поверочной среды.
Если известна относительная погрешность (точнее, оценка погрешности) измерения температуры
T
o
δ
, то значение относи- тельной стандартной неопределенности измерения температуры
T
u

рассчитывается по формуле
T
T
,
u
o
δ
5 0


(8.89)

231 б) Отклонение скоростей звука по паре акустических каналов должно находиться в пределах ±А.
6. Проверка смещения нуля
Проверку смещения нуля проводят после стабилизации дав- ления и температуры газа во внутренней полости корпуса УЗПР путем измерения скорости газа при нулевом расходе по каждому акустическому каналу. Измеренные значения скорости звука не должны превышать допускаемого значения, указанного изгото- вителем.
Если значение допускаемой скорости газа при нулевом рас- ходе не указано изготовителем, то рекомендуется убедиться, что средняя скорость потока, измеренная за 300 с, по каждому аку- стическому каналу не превышает:
0,006 м/с при δ ≤ 0,7 %;
0,012 м/с при 0,7 % < δ ≤ 1,5 %;
0,024 м/с при δ > 1,5 %.

232
ПРИЛОЖЕНИЕ А
Данное приложение является простым переводом справочного приложения Н к Международному стандарту ISO 5168–2005(E)
«Measurement of fluid flow – Procedures for evaluation of uncertainties». Обозначения, принятые в приложении Н, сохране- ны.
Описанный в приложении способ вычисления расширенной неопределенности калибровки (неопределенности измерений при поверке) отличается от более распространенного способа, когда сначала вычисляется суммарная стандартная неопределенность, а затем с учетом коэффициента доверия расширенная неопреде- ленность. Однако приведенный в рриложении Н способ при практически не отличающихся результатах вычислений суммар- ной расширенной неопределенности проще и наглядней.
КАЛИБРОВКА СРЕДСТВА ИЗМЕРЕНИЙ РАСХОДА
(FLOW METER) НА КАЛИБРОВОЧНОМ СТЕНДЕ
А.1. Общие положения
Данное приложение описывает оценку неопределенности средства измерений расхода, калиброванного на калибровочном стенде с известной неопределенностью. Оно также включает в себя оценку неопределенности по типу А отдельного измерения калибруемого средства измерений расхода.
А.2. Неопределенность калибровочного стенда
Если средство измерений расхода калибруют на калибровоч- ном стенде, то прослеживаемость и суммарная неопределенность калибровочного стенда следует определить до выполнения ка- либровки. Оценку повторяемости калибровочного стенда следует также выполнить для использования в случае, если калибруемое средство измерений расхода будет калибровано по одному пока- занию при каждом расходе. Суммарная неопределенность калиб- ровочного стенда U
CMC
(«калибровочная и измерительная спо- собность» или «неопределенность калибровочнотго стенда») ус- танавливается из источников неопределенности, влияющих на стенд, и вычисляется таким образом, чтобы представлять неопре- деленность количества текущей среды, проходящей через калиб-

233 руемое средство измерений расхода. Таким образом, неопреде- ленность включает следующие составляющие: а) неопределенность используемого стандартного устройства
(мерный бак, колокольный мерник или весовое устройство и т.д.); б) неопределенность измерений температуры и давления в эталонном устройстве и рядом с калибруемым средством изме- рений расхода, включая все уравнения, применяемые для учета расширения и сжимаемости; в) неопределенность точки перехода, когда используется ме- тод «standing start and stop» (при этом методе цикл измерений на-
чинается и заканчивается при отсутствии потока измеряемой
среды); г) неопределенность в переключателе (когда используется метод «flying start and stop») (при этом методе цикл измерений
начинается и заканчивается при наличии потока измеряемой
среды); д) неопределенность в плавучести, когда используется метод взвешивания.
В U
CMC следует отразить также изменения рабочей темпера- туры и давления во время калибровки и другие неопределенно- сти, возникающие в процессе калибровки, используемые для оп- ределения погрешности или К-фактора калибруемого средства измерений расхода.
В большинстве случаев U
CMC
будет выражена как доля либо как процент и обычно для уровня доверия не менее 95 %.
А.3. Применение калибровочного стенда
А.3.1. Общие положения
Перед началом калибровки средства измерений с помощью калибровочного стенда необходимо четко понимать, что ожидать от этой калибровки, чтобы калибровочный сертификат мог вклю- чать соответствующие заявления о неопределенностях, принятых во внимание: а) если должна быть установлена неопределенность каждого измерения, то суммарная неопределенность в каждом отдельном измерении (U
CS
) должна быть заявлена в результатах калибровки;
U
CS
следует также заявить, если средство измерений оценивают по отношению к пределам приемки;

234 б) если стабильность средства измерений во времени пред- ставляет интерес, следует указать суммарную неопределенность
(U
CM
); в) если средство измерений будет использоваться как эталон для калибровки других средств измерений расхода (master-meter metod – метод сличения с эталонным средством измерений), следует также указать суммарную неопределенность (U
CM
); г) если повторяемость средства измерений представляет ин- терес, то интересующей неопределенностью является неопреде- ленность типа А в отдельном измерении U
AS
).
А.3.2. Калибровка при различных расходах для n измере-
ний на каждое значение расхода
А.3.2.1. На каждом расходе средняя погрешность средства измерений задается уравнением (А.1)
n
E
E
n
j
j



1
,
(А.1) где
E
– средняя погрешность средства измерений, выраженная как доля;
j
E – j-я погрешность средства измерений, выраженная как доля;
n – число измерений при данном расходе.
Средний К-фактор задается уравнением (А.2)
n
K
K
n
j
j



1
,
(А.2) где
K
– средний К-фактор;
j
K – j-й К-фактор;
n – число измерений при данном расходе.
А.3.2.2. При каждом расходе рассчитывают общую неопре- деленность типа А в погрешности средства измерений или
К-фактор с уровнем доверия не менее 95 %.
Чтобы продемонстрировать процедуру в абсолютных и отно- сительных выражениях, уравнение (А.3) представляет расчет для погрешности средства измерений в абсолютных значениях, а уравнение (А.4) – для К- фактора в относительных значениях:

235
)
1
(
)
(
1
E
overal
AS
2







n
E
E
k
U
n
j
j
,
(А.3) где
E
overal
AS


U
– неопределенность типа А в погрешности сред- ства измерений;
E
– средняя погрешность средства измерений, выраженная как доля;
j
E – j-я погрешность средства измерений, выраженная как доля;
n – число измерений при данном расходе;
k – коэффициент охвата.
)
1
(
)
(
1
overal
AS
2








n
K
K
k
U
n
j
j
K
,
(А4) где
K
U



overal
AS
– неопределенность типа А К-фактора;
K
– средний К-фактор;
j
K – j-й К-фактор;
n – число измерений при данном расходе;
k – коэффициент охвата.
Если целью калибровки является оценка повторяемости средства измерений, результат будет
E
AS

U
или
K
U


AS
по об- стоятельствам.
А.3.2.3. При каждом расходе можно рассчитать неопределен- ность типа А в средней погрешности средства измерений (в абсо- лютных значениях) или среднем К-факторе (в относительных значениях) из уравнения (А.5) или (А.6) соответственно:
n
U
U
E
E




overal
AS
AM
,
(А.5)
n
U
U
K
K






overal
AS
AM
(А.6)
А.3.2.4. При каждом расходе суммарная неопределенность для каждого отдельного измерения задается уравнением (А.7)
(в абсолютных значениях) или (А.8) (в относительных значениях):

236 2
2
CMC
overal
AS
CS
U
U
U
E
E





,
(А.7)
.
U
U
U
K
U
U
K
K
K
2 2
2 2
2
CMC
overal
AS
CMC
overal
AS
CS




















(А.8)
А.3.2.5. При каждом расходе результирующая неопределен- ность для среднего значения погрешности задается уравнением
(А.9) (в абсолютных значениях) или (А.10) (в относительных зна- чениях):
2 2
CMC
AM
CM
U
U
U
E
E




,
(А.9)
2 2
2 2
2
CMC
AM
CMC
AM
CM

















U
U
U
K
U
U
K
K
K
. (А.10)
Неопределенности, рассчитанные таким образом, могут от- личаться для различных расходов; в таком случае сертификат ка- либровки должен заявлять значения, полученные для каждого расхода. Однако, если требуется единственная неопределенность, в сертификате должно быть указано наибольшее из полученных значений.

237
ПРИЛОЖЕНИЕ Б
ОЦЕНКА СТАНДАРТНОЙ НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ
СОСТАВЛЯЮЩИХ СУММАРНОЙ
НЕОПРЕДЕЛЕННОСТИ ИЗМЕРЕНИЯ
При оценивании неопределенности по типу Апроводится се- рия измерений. На основе результатов этих измерений вычисля- ются: среднеарифметическое значение; экспериментальное стан- дартное отклонение; экспериментальное стандартное отклонение среднего значения.
Среднеарифметическое значение



n
i
i
x
n
x
1 1
, где
i
x
– результат i-го измерения;
n – число измерений.
Экспериментальное стандартное отклонение (эксперимен- тальное среднеквадратическое отклонение)
1
)
(
1 2





n
x
x
S
n
i
i
Экспериментальное стандартное отклонение среднего значе- ния
n
S
S
x

Для получения надежной оценки число измерений должно быть достаточно большим.
Оценка стандартной неопределенности по типу А:
– при однократных измерениях
S
u
А

;
– при многократных измерениях
x
А
S
u

Выявление выбросов (промахов)
Иногда при выполнении многократных измерений одно из значений оказывается значительно больше или меньше всех ос- тальных. Тогда возникает соблазн отбросить это значение как не- правильное.

238
Такое экстремальное значение исказит как среднее значение, так и стандартное (среднеквадратическое) отклонение. Если этот выброс удалить, полученные данные будут более представитель- ными. Однако такое удаление нельзя проводить без соответст- вующего анализа, так как всегда существует риск удаления дос- товерных данных.
Для решения значимости выбросов разработано несколько статистических критериев. Одним из таких критериев является критерий Граббса, который сравнивает расстояние между выбро- сом и средним значением со стандартным (среднеквадратиче- ским) отклонением всего набора данных.
Рассматривается набор данных (x
1
, x
2
…x
n
) со средним значе- нием
x
, стандартным (среднеквадратическим) отклонением S и показанием x
m
, которое может быть выбросом. Статистический параметр критерия Граббса Z
n
определяют по уравнению
S
x
x
Z
m
n


Значение Z
n
сравнивают с критерием Граббса, приведенным в таблице Б1 для соответствующего уровня доверия и числа на- блюдений. Если Z
n
превышает табличное значение, измерение x
m
можно отнести к выбросам на установленном доверительном уровне.
Таблица Б1
Число наблюдений
Доверительный уровень
95 %
99 %
4 1,48 1,50 5
1,71 1,76 6
1,89 1,97 7
2,02 2,14 8
2,13 2,27 9
2,21 2,39 10 2,29 2,48 12 2,41 2,64 14 2,51 2,76 16 2,59 2,85 18 2,65 2,93 20 2,71 3,00 30 2,91 3,24 40 3,04 3,38 50 3,13 3,48 100 3,38 3,75

239
В большинстве практических случаев теплотехнических из- мерений определяющими являются составляющие типа В.
При оценивании стандартной неопределенности по типу В
используются данные, приведенные в технической документации средств измерений, свидетельствах о поверке и калибровке, дан- ные предварительных измерений и т.д.
Как правило, в паспортных данных средств измерений по- грешность не разделяется на систематическую и случайную. Ука- зываются только пределы допускаемых значений ±Δ. В этом слу- чае погрешность средства измерений считается неисключенной
систематической, а при оценке неопределенности учитывается по типу В.
В большинстве случаев такое оценивание основывается на
априорных распределениях вероятностей. Графическая иллюст- рация таких распределений приведена на рис. Б1.
Рис. Б1. Распределения плотности вероятности: а – равномерное (прямоугольное); б – треугольное; в – трапецеидальное; г – нормальное Δ = 3S; д – нормальное Δ = 2S;
p(X) – плотность вероятности; μ – математическое ожидание

240
При равномерном распределении возможных значений по- грешности внутри этого интервала (рис. Б1а) оценка стандартной неопределенности и
В
или среднеквадратической погрешности S, вносимой таким средством в результат измерения,





577 0
3
,
S
u
B
При треугольном распределении возможных значений по- грешности (рис. Б1б)





408 0
6
,
S
u
B
С большой вероятностью можно предположить трапецеи-
дальное распределение (рис. Б1в) с шириной основания a = 2Δ и с шириной верхней части b = βа = β∙2Δ, где 0 < β < 1 занимает промежуточное положение между равномерным и треугольным распределениями.
Для такого распределения
)
β
1
(
6 2
2 2


a
u
B
;
3 6





S
u
B
;





577 0
408 0
,
S
u
,
B
, среднее значение





5 0
493 0
,
,
S
u
B
Трапецеидальное распределение является суммой двух рав- номерных распределений с пределами погрешностей Δ
1
и Δ
2
. Ко- эффициент охвата k(p) при уровне доверия, близком к 0,95, и
β < 0,95 вычисляется по формуле
6
β
1
)
β
1
)(
1
(
1
)
(
2 2





p
p
k
, где
2 1
2 1
β








a
b
При уровне доверия в зависимости от соотношения Δ
2
/Δ
1
ко- эффициент охвата изменяется от k = 1,9 при Δ
2
= Δ
1
до k = 1,65 при Δ
2
< 0,1Δ
1
(коэффициент охвата уменьшается на 15 %).

241
Плотность вероятности нормального распределения (распре- деления Гаусса) р(х)описывается уравнением










2 2
2
μ)
(
exp
π
2 1
)
(
S
x
S
x
р
, где S – стандартное отклонение;
μ – математическое ожидание.
Для нормального распределения интервал ±3S (рис. Б1г) по- крывает приблизительно 99,73 % распределения. Таким образом, если известны верхняя и нижняя границы распределения ±Δ и ес- ли можно с достаточной уверенностью предположить, что рас- пределение является приблизительно нормальным, можно при- нять, что
3



S
u
B
Интервал ±1,96S (рис. Б1д) покрывает 95 % распределения
Коэффициенты охвата для различных уровней доверия с нормальным (Гауссовым) распределением приведены в таблице:
Уровень доверия, %
68,27 90,00 95,00 95,45 99,00 99,73
Коэффициент охвата
1,000 1,645 1,960 2,000 2,576 3,000
Нормальное распределение является хорошим приближением для многих реальных распределений. В то же время необходимо всегда учитывать, что нормальное распределение неограниченно.
Для любого сколь угодно большого отклонения (±∞) от ожидае- мого значения все еще существует определенная, правда, очень малая, вероятность.
Реальные распределения всегда ограничены. Это означает, что нормальное распределение следует рассматривать лишь как приближенную модель действительного распределения, по край- ней мере, вблизи его математического ожидания.
Поэтому обычно указывают, что делается допущение о рас- пределении, близком к нормальному. Часто при оценке суммар- ной неопределенности ограничиваются только тем, что для со- ставляющих принимают распределение, у которого с уровнем до- верия 0,95 расширенная неопределенность равна двум стандарт- ным: U = 2u.

242
В тех случаях, когда нет конкретных сведений о распределе- нии возможных значений погрешности внутри интервала ±Δ,
«Руководство по выражению неопределенностиизмерения» ре- комендует предположить равномерное распределение, для кото- рого
3


B
u
Тем не менее во многих российских и международных нор- мативных документах при оценке инструментальной неопреде- ленности предполагается нормальное распределение, охваты- вающее 95 %. При этом принимается u
B
= 0,5Δ.

243