Oʻlchashlar noaniqligining baholanishiga oid xalqaro darajadagi hujjatlar tahlili

u
u_c (y)  im^ _^^xfⁱ ^ 2(xi ) . (6)

¹
Ushbu ifodadan u noaniqlik A-turi boʻyicha ham B-turi boʻyicha ham aniqlanishi mumkin. Jamlangan standart noaniqlik baholangan standart chetlanishni ifodalaydi va qiymatlarning sochilishini xarakterlaydi, ular oʻlchanayotgan Y kattalikka yetarlicha asos bilan qoʻshib yozib qoʻyilishi mumkin. Jamlangan noaniqlikning oʻlchash natijalarining noaniqligini ifodalash uchun foydalanilishi mumkin boʻlishi bilan bir qatorda, ayrim hollarda, masalan savdoda yoki sog‘liq va xavfsizlikka doir oʻlchashlarda noaniqlikka chegara (oʻlchov) berish kerak. Bu oʻlchov chegarasida oʻlchanayotgan kattalikning taqsimlanadigan qiymatlarining katta qismi joylashgan boʻladi. Buning uchun kengaygan noaniqlik tushunchasidan foydalaniladi.
Kengaygan noaniqlikdan savdodagi, sanoatdagi, tartibga soluvchi aktlarda, sog‘liqni va xavfsizlikni saqlashdagi oʻlchash natijalarining noaniqligini ifodalash uchun noaniqlikning qoʻshimcha oʻlchovi sifatida foydalaniladi.
Kengaygan noaniqlik U jamlangan standart noaniqlikni u_c(y) qamrov koeffitsientiga k koʻpaytirish orqali olinadi:
U = ku_c(y). (7)
Unda oʻlchash natijasi Y = y±U ifodalanadi. Bu, Y kattalikka qoʻshib yoziladigan qiymatning afzalroq bahosi boʻlib y hisoblanishini bildiradi. y-Y dan y+Y gacha boʻlgan interval kutilganidek, qiymatlar taqsimotining koʻp qismiga ega boʻlib, ularni hech ikkilanmasdan Yga qoʻshib yozib qoʻyish mumkin.
Ishonch oralig‘i (interval) va ishonch darajasi (ehtimollik) tushunchalari statistikada intervalga quyidagi shartda qoʻllaniladi: agar, noaniqlikning barcha tashkil etuvchilari A turdagi baholanishdan olingan boʻlsa, ya’ni, kuzatishlarning natijalariga statistik ishlov berilgan boʻlsa. Ushbu kontseptsiyada “interval” soʻzini modifikatsiyalash uchun “ishonch” soʻzi, U orqali aniqlanadigan intervalga havola qilinganda ishlatilmaydi. “Ishonchli daraja” atamasi ham ishlatilmaydi, uning oʻrniga “ishonch darajasi” atamasini ishlatish afzalroq hisoblanadi. U interval, oʻlchash natijalari doirasida, berilgan deb qaraladi va ehtimollik p taqsimotining koʻproq qismiga ega boʻlib, natija bilan hamda uning toʻliq standart noaniqligi bilan xarakterlanadi. Shunday qilib, p berilgan interval uchun “ehtimollik qamrovi” yoki “ishonch darajasi” boʻlib hisoblanadi.
U interval bilan bog‘liq boʻlgan p ishonch darajasi koʻrsatilishi va baholanishi lozim, u_c(y) ni oʻzgarmas kattalikka koʻpaytirish hech qanday natija bermasa ham, mavjud boʻlgan ma’lumotni yangi koʻrinishda ifodalaydi. Shuni e’tiborga olish kerakki, p ishonch darajasi y va u_c(y) larning ehtimollik chegarasining chegaralanganligi holda, u_c(y)ni oʻzining noaniqligi tufayli, noaniq boʻlib qoladi. Qamrov koeffitsientining k qiymati y-Y dan y+Y gacha interval talab qiladigan ishonch darajasi bilan aniqlanadi, odatda, 2 dan 3 gacha boʻlgan qiymatlarga ega boʻladi. Ushbu koeffitsient bu diapazon chegarasidan tashqariga ham chiqishi mumkin.
Amplituda k koeffitsient bilan berilgan ishonch darajasi bilan bog‘liqligini amalga oshirish juda qiyin. Lekin, ehtimolliklarning taqsimoti normal taqsimotga yaqin boʻlsa, unda k=2 deb qabul qilinishi 95% ga teng boʻlgan ishonch darajali intervalni beradi, k=3 boʻlganda ishonch darajasi 99% boʻlgan intervalni beradi deb taxmin qilish mumkin. Taqsimotni tekis deb olinganda qamrov koeffitsienti 1,65 va 1,71 qiymatlarga ega boʻladi.
Oʻlchash natijalari va ularning noaniqliklarining keltirilishi, “kam ma’lumot bergandan koʻra koʻproq ma’lumot berish afzalroq” tamoyilidan kelib chiqadi. Masalan, quyidagilar keltirilishi zarur:

• 
  oʻlchash natijalari va uning noaniqliklarini eksperimental kuzatuvlar va kirish ma’lumotlarini hisoblash uchun foydalaniladigan usullar tafsilotini yozish;
  
• 
  noaniqlikning barcha tashkil etuvchilarini sanab oʻtish va ularning qanday baholanganligini koʻrsatish;
  
• 
  berilganlar tahlilini shunday tarzda keltirish kerakki, taqdim qilingan hisoblashlarni oson takrorlash mumkin boʻlishi; tahlilda foydalanilgan barcha tuzatishlar va konstantalar va ularning manbalarini berilishi zarur [15].
  

Yuqorida tahlil etilgan xalqaro hujjatlardagi ma’lumotlardan kelib chiqib, oʻlchash noaniqliklarini baholashda dastlab, uning tashkil etuvchisi, yani manbaini aniqlash lozim. Noaniqlik manbaini kamaytirish imkoniyati qanchalik darajada ekanligiga qarab, uni bartaraf etish yoki kamaytirish mumkin. Bu esa oʻlchash natijalari ishonchliligini oshirish va shu orqali sifatni yuqori darajaga olib chiqish uchun imkoniyat yaratadi. Oʻlchash najisining ishonchliligi va ishonchlilik intervallari mahsulot sifati uchun qanchalik ahamiyatli ekanligi yuqorida atroflicha yoritilgan. Oʻchash noaniqliklari va ularni kamaytirish usullari xalqaro hujjatlardan oʻrin olganligi ularning mahsulot sifatini oshirishda katta ahamiyat kasb etishidan dalolatdir.
ADABIYOTLAR 1. Походун А.И. Экспериментальные методы исследований погрешности и неопределенности измерений. Уч. пособие. ИТМО, Санкт-Петербург – 109 с.

2. 
   Хакимов О.Ш., Латипов В.Б. Оценка неопределенности измерений. Учебное пособие. Т., НИИСМС, 2008. – 110 с.
   
3. 
   Государственный стандарт Узбекистана “Oʻz Dst ISO/IEC 17025:2007 Общие требования к компетентности испытательных и калибровочных лабораторий”. Ташкент, НИИСМС, 2007. 30 с.
   
4. 
   Международная научно-техническая конференция «Метрология и
   

метрологическое обеспечение». г. Минск, 26-27 апреля 2007 года. Тезисы докладов. с. 9094.

2. 
   Русско-узбекский толковый словарь терминов по линиям связи и системам передачи. Ташкент, ЦНТМИ, 2008. 254 с.
   
3. 
   Джураев, А., Турдалиев, В., Бобоматов, А., & Холтураев, Х. (2016). Разработка конструкций и методы расчета параметров колебавшихся сеток. Монография. Изд. LAP LAMBERT. Монография. Изд. LAPLambertAcademicPublishing.
   
4. 
   Шотмонов, Д. С., Маннонов, Ж. А., Бобоматов, А. Х., & Махмудов, А. А. (2016). Формирование профессиональных качеств учителя профессионального образования. In научно-практическое обеспечение интеграции современной обучающей среды: проблемы и перспективы (pp. 165-167). 8. Джураев, А. Д., Мавлянов, А. П., Далиев, Ш. Л., Раджабов, О. И., & Бобоматов, А. Х. (2017). Многогранная сетчатая поверхность очистителя волокнистого материала. In перспективы развития технологий обработки и оборудования в машиностроении (pp. 85-87).
   

9. 
   Далиев, Ш. Л., Джураев, А. Д., & Бобоматов, А. Х. (2016). Полнофакторные экспериментальные исследования очистителя хлопка от мелкого сора сетчатой поверхности с упругими опорами. In Поколение будущего: в
   
10. 
    Киргизов, Х. Т. (2021). Результаты исследований по выбору типа рабочих органов для полосной обработки. Universum: технические науки, (3-1 (84)), 14-17.
    
11. 
    Насритдинов, А. А., Киргизов, Х. Т. (2015). Агрегат для полосной обработки почвы. Современные научные исследования и инновации, (12), 412-416.
    
12. 
    Kirgizov, X. T., Kosimov, A. (2021). Combined Tillage Unit. Academic Journal of Digital Economics and Stability, 9, 91-96. 13. Мелибаев, М., Ортиқов, Х., Хўжаназаров, Ш., & Абдумаликов, А. (2022). Машина трактор агрегатларининг иш шароитларида носозликлар сабабларини баҳолаш. Science and Education, 3(3), 284-290.
    

14. 
    Мелибаев, М., Хожиева, Д., Ортиқов, Х., & Ахмедова, Д. (2022). Шиналарнинг хизмат мувозанати ва эскириш кўрсаткичига таъсир этувчи омиллар. Science and
    

Education, 3(3), 319-330.

14. 
    Мелибаев, М., & Абдуллажонов, Б. С. (2022). Машинасозликда деталларни ўлчамини назорат қилишда метрологик таъминот. Таълим ва ривожланиш таҳлили онлайн илмий журнали, 2(4), 109-115.