Acceptabilité et expression des - Académie de Poitiers
On donnera l’écart-type de répétabilité s r (« r » minuscule) de la méthode aux alentours des valeurs mesurées Mathématiquement, on peut établir l’intervalle de confiance entre les résultats d’essais : • Pour une probabilité d’environ 0,95, l’écart entre deux valeurs de résultats obtenus en condition de
5 EXEMPLE N°5 51 Généralités
group) de 0 0004764 et un carré moyen "between groups" de 0 0052475 La variance de répétabilité (s² r) est estimée par la résiduelle Le test de Cochran indiquant que les variances sont homogènes (p = 0 10) ; cela permet de calculer l'écart-type de répétabilité pour la concentration 0 5 µg/ml à partir du carré moyen résiduel : =
Mesure - Instrumentation / Métrologie - Académie de Lyon
- Calcul de l’écart type de répétabilité D’après la norme ISO 5725, L'approche utilisant les études statistiques collaboratives inter-laboratoires permet de déterminer l’incertitude type composée associable à l’écart type de reproductibilité (s R)
Incertitude et valeurs aberrantes - Allard
• Répétabilité ̅: Evaluation de type A, on calcule l’écart-type de la moyenne des n = 5 mesures ̅= 5 = 0,21 5 =0,093 cm • Quantification : Le mètre à ruban est gradué tous les millimètres, soit une résolution =0,1 " Ainsi, pour une lecture de 32,3 cm, l’erreur maximale due à la résolution est de #=0,05 "
Histogrammes, étude statistique et incertitude-type de
Le volume moyen : 49 506249999999994 mL L'écart-type vaut : 0 8814042418209694 mL Le nombre de mesures vaut : 16 L'incertitude-type de répétabilité de deltat vaut : 0 22035106045524236 mL
1 STL MESURE ET INSTRUMENTATION 25 /01/13
2 3 Calcul de l’écart-type -Calcul de l’écart-type expérimental s -Calcul de l’écart-type relatif ou coefficient de variation (en ) : CV=s/V moyenne x 100 2 4 Evaluation de la conformité par rapport aux données fournisseurs La conformité est évaluée en vérifiant la justesse et la fidélité d’une pipette en condition de
p 14 à 35 TP métrologie incertitude volumétrie
On a calculé cet écart-type dans des conditions de répétabilité e)En déduire l'écart-type de la moyenne et l'intervalle de confiance associé à la moyenne du volume pour un niveau de confiance de 95 L'écart-type de la moyenne est égal à s 5 et l'intervalle de confiance est telle que: [V moyen − ts 5;V moyen ts 5] ou V=V _moyen
RUNION DE TRAVAIL - Société des ingénieurs de lautomobile
Évaluation instantanée de l’aptitude des processus de mesure selon le MSA du QS 9000 Evaluation de la capabilité du processus de mesure − Détermination de la dispersion de mesure par : ♦ l’évaluation de l’écart-type de répétabilité (variabilité intra-opérateurs) ♦ l’évaluation de l’écart-type de reproductibilité
Etude de R&R de linstrumentation (croisée)
l'estimation de la répétabilité et si 10 pièces, 3 opérateurs et 2 répliques pouvaient fournir une estimation raisonnablement précise de la variation de la répétabilité Méthode Le rapport de l'écart type de la répétabilité estimée sur sa valeur réelle obéit à une loi du Khi deux
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Michel Cavalla
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Laurent ORUS, Michel Cavalla
LYON Donnez-nous votre avis sur ce scénario en remplissant le questionnaire suivant :Enquête élèves Enquête professeur
MerciMesure - Instrumentation / Métrologie
Travaux des Actions Académiques Mutualisées
Niveau
Première STL Biotechnologies
Thème du
programme Estimation de l'incertitude d'une analyse dans le cadre du programme de mesure et instrumentation de la nouvelle classe de première STLBiotechnologies
Situations
pédagogiques Une analyse biochimique a été réalisée dans le cadre d'une activité technologique debiotechnologie. Les résultats expérimentaux obtenus par les élèves d'un groupe sont alors
exploités à l'aide d'un tableur informatique dans le cadre d'une séance de mesure et instrumentation. Liens internetCompétences
B2i Domaine 1 : s'approprier un environnement informatique de travail Domaine 3 : créer, produire, traiter , exploiter des donnéesDomaine 4 : s'informer et se documenter
Matériels
TICEUn poste PC par élève
Logiciel tableur
Mots clés
incertitude de mesure ecart-type de répétabilité ecart-type de reproductibilitéApprofondir
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Laurent ORUS, Michel Cavalla
LYONTraitement informatique des résultats edžpĠrimentaudž pour dĠterminer l'écart-type de répétabilité de
la manipulation (Annexe 2).A partir du fichier contenant les rĠsultats edžpĠrimentaudž de l'ensemble des Ġlğǀes :
- Concevoir une formule permettant de calculer la valeur de la concentration de la solution desoude à étalonner pour chaque pesée réalisée ; intégrer cette formule dans le tableau Excel
- A partir des résultats de variance, réaliser le test de Cochran - Faire l'analyse des rĠsultats du test. - Calculer l'Ġcart type de rĠpĠtabilitĠ - Vérifier la répétabilité de chaque laboratoire.Activité n°_1__
Questions
Activité n°_2__
1-Pourquoi faire deux pesées dont les valeurs doivent différer de 5 (minimum) à 10% (maximum) ?
la concentration de la soude ? que la valeur de la chute de burette pour tous les élèves ?Page 3
Laurent ORUS, Michel Cavalla
LYON reproductibilité de la manipulation (Annexe 3). - Calculer la moyenne des deux valeurs obtenues pour chaque laboratoire retenu par le test deCochran
- Réaliser le test de Grubbs - Faire l'analyse des rĠsultats du test. - Calculer alors l'Ġcart type de reproductibilité - Exprimer pour chaque laboratoire son résultat final avec son incertitude influencer la valeur obtenue de la concentration de la soude.Activité n°_3__
Annexe 1
Laurent ORUS, Michel Cavalla
LYONANNEXE 1
(PMORQQMJH G·XQH VROXPLRQ GH 1M2+3MU SHVpH GLUHŃPH G·O\GURJpQRSOPMOMPH GH SRPMVVLXP +3.
1- Réactifs et produits
- Hydrogénophtalate de potassium (HPK) - Solution G·O\GUR[\GH GH VRGLXP 1M2+ j HQYLURQ 01 PROBI-1 - Indicateur de fin de réaction : phénolphtaléine2- (PMORQQMJH G·XQH VROXPLRQ GH VRXGH G·HQYLURQ 0B1 PROBI-1 par pesées
successives de HPK I·+3. HVP XQ PRQRMŃLGH IMLNOH GH PMVVH PROMLUH 0HPK = 204.1 g.mol-1 de formule : COOK COOHIM UpMŃPLRQ V·pŃULP :
COOHCOOK+NaOH
COONaCOOK+OH2
Protocole opératoire
- Peser environ exactement 0,3 g G·+3.B 6RLHQP PHPK1 et mHPK2 OHV PMVVHV SHVpHV TXL GRLYHQP rPUH GLIIpUHQPHV G·MX PRLQV D HP pas plus de 10% - GLVVRXGUH ŃOMTXH PMVVH GMQV HQYLURQ 20 PI G·HMX GLVPLOOpHB - 7UMQVYMVHU GMQV XQH ILROH G·(UOHQPH\HU - (IIHŃPXHU OH GRVMJH GH OM VRXGH HQ MÓRXPMQP 1 G·LQGLŃMPHXU ŃRORUp (phénolphtaléine). Faire deux essais. Soient V1 et V2 les volumeséquivalents.
Annexe 2
Laurent ORUS, Michel Cavalla
LYONANNEXE 2
Chaque élève réalisant la manipulation peut être considéré comme un " laboratoire » STL sont répertoriés dans le tableau ci-dessous : m pesée (g) V CB (mL) C (mol/L)Labo 1 0,3171 14,90 0,1043
0,2914 13,55 0,1054
Labo 2 0,301 14,55 0,1014
0,3099 13,75 0,1104
Labo 3 0,3011 14,10 0,1046
0,3007 14,35 0,1027
Labo 4 0,32 15,15 0,1035
0,302 14,35 0,1031
Labo 5 0,282 13,75 0,1004
0,313 14,85 0,1034
Labo 6 0,324 15,35 0,1034
0,275 13,15 0,1025
Labo 7 0,321 15,30 0,1027
0,290 13,85 0,1024
Labo 8 0,2941 13,60 0,1060
0,3046 14,60 0,1022
Labo 9 0,3138 14,70 0,1046
0,31 14,65 0,1037
Labo 10 0,3192 14,80 0,1057
0,3011 14,40 0,1024
Labo 11 0,2879 14,35 0,0983
0,2893 14,40 0,0984
Labo 12 0,3058 13,30 0,1127
0,3051 13,10 0,1141
Labo 13 0,3066 14,50 0,1036
0,3038 14,65 0,1016
Labo 14 0,2877 15,05 0,0937
0,2885 15,15 0,0933
Labo 15 0,302 15,05 0,0983
0,303 15,10 0,0983
Annexe 2
Laurent ORUS, Michel Cavalla
LYON - Calcul de la concentration de la soude :6XU ([ŃHO OM IRUPXOH V·pŃULP :
- FMOŃXO GH O·pŃMUP P\SH : - Calcul de la variance :Test de Cochran :
I·LQGLŃH GH FRŃOUMQ VH ŃMOŃXO SMU OH UMSSRUP GH OM YMULMQŃH PM[LPMOH GH OM série de
résultats sur la somme des variances de ces résultats. var max 4,11E-05 somme var 6,42E-05Cochran exp 0,640
IH PHVP ŃRPSMUH O·LQGLŃH GH FRŃOUMQ ŃMOŃXOp j SMUPLU GHV YMULMQŃHV GHV UpVXOPMPV
expérimentaux à un indice théorique donné par la table de Cochran qui est choisi HQ IRQŃPLRQ GX QRPNUH GH OMNRUMPRLUHV M\MQP SMUPLŃLSp j O·pPXGH HP GX QRPNUH