检测结果测量不确定度（精选12篇）
检测结果测量不确定度 篇1
矿用氧气检测报警器用于检测矿井作业环境中氧气的浓度, 当氧气浓度测量值小于等于报警设定值时能自动发出声光报警信号。该仪器主要由电化学氧气检测元件、电子部件和显示部分等组成, 由电化学氧气检测元件将环境空气中氧气浓度值转换成电信号, 然后通过电路处理, 并以浓度值显示出来, 有的仪器还具有氧气浓度值对应的电信号输出功能。
按《氧气检测报警仪计量检定规程》[1] (以下简称规程) 的规定, 氧气检测报警仪的技术指标、检定用标准器具相关参数如下:
1) 示值误差应不超过±0.8% (摩尔分数) ;信号传输误差绝对值小于等于1.0%。
2) 检定主要标准器具。气体标准物质:选用摩尔分数10.0%、15.0%、20.9%左右的氮中氧气体标准物质;Urel=1.0%, k=2。气体流量计:0~600 m L/min, 准确度级别不低于4级。
1 检定方法
1.1 仪器的调整
便携式仪器采用本机电源, 检定前应充足电;固定式仪器采用直流稳压电源供电, 接上传输电缆及信号测试设备。
接通电源, 按照仪器使用说明书要求的时间对其进行预热, 一般预热时间不少于15 min;按说明书规定的流量 (如果说明书没有明确要求, 则一般控制在 (200±10) m L/min) , 如图1所示, 连接气路, 通入高纯氮气调整零点;通入清洁空气调整示值;零点和示值分别调整3次, 在此后的检定过程中不得再次调整。
1.2 示值误差的检定方法
按仪器说明书要求的流量, 分别通入摩尔分数10.0%、15.0%、21.0%左右的氮中氧气体标准物质, 待读数稳定后, 记录仪器的示值。每点测量3次, 取其算术平均值作为仪器各点的示值, 计算各点的示值误差, 并取绝对值最大者作为仪器的示值误差。
1.3 信号传输误差的检定
对固定式仪器, 用直流稳压电源按仪器说明书规定的电压为其供电, 在仪器信号输出端接入2 km长度的单芯截面积为1.5 mm2的铜芯电缆 (或其模拟电缆) , 在电缆末端接上对应的信号测试设备, 然后分别通入摩尔分数约为10.0%、15.0%、21.0%的氮中氧气体标准物质, 待读数稳定后, 记录仪器的示值xi。同时测量并读取对应浓度输出的电信号值pi, 每点重复测量3次, 计算出各点显示值的平均值和输出信号值的平均值, 按式 (1) 将输出信号值的平均值换算成氧气浓度值:
式中:为输出电信号平均值对应的氧气摩尔分数, %;Gm为输出电信号上限对应的氧气摩尔分数, %;G0为输出电信号下限对应的氧气摩尔分数, %;为检测的输出电信号平均值, Hz;Pm为输出电信号上限标称值, Hz;P0为输出电信号下限标称值, Hz。
再按式 (2) 计算仪器的信号传输误差:
取绝对值最大的ΔX作为仪器的信号传输误差。
根据以上介绍可知:矿用氧气检测报警器的检定是通过输入标准气体与被检仪器的显示值 (或输出信号换算成浓度值) 的比较, 来确定被测仪器的示值误差。下面就对1台测量范围为0~25%的便携式氧气检测报警器 (又称为便携式氧气检测报警仪) 示值误差检定结果的不确定度进行评定。
2 便携式氧气检测报警器测量结果不确定度评定
2.1 评定的技术依据
JJF 1059—2012《测量不确定度评定与表示》[2];
JJG (煤炭) 10—1998《氧气检测报警仪计量检定规程》。
2.2 测量数学模型
式中:ΔX为示值误差 (摩尔分数) , %;为3次示值的平均值 (摩尔分数) , %;X0为通入的气体标准物质的摩尔分数, %。
2.3 标准不确定度评定
由于《氧气检测报警仪计量检定规程》规定的测量方法均是采用绝对误差, 因此其测量结果也采用绝对误差来进行评定[3]。
2.3.1 重复性等随机量引入的不确定度分量u ()
输出量X的不确定度来源主要是测定器测量的不重复性, 包括检定员、环境温湿度等所有随机因素引入的标准不确定度, 可以通过等精密度的连续多次测量得到测量数列, 采用A类评定方法进行评定。
选用1台测量范围为0~25%的矿用便携式氧气测定器进行试验, 用摩尔分数分别为10.2%、15.0%、20.9%的氮中氧气体标准物质在相同条件下进行等精密度测量, 得到如表1所示的试验数据。
%
由表1中的数据, 根据公式 (4) 、 (5) 计算得到各点算术平均值及单次测量实验标准偏差, 结果见表2。
为了使评定结果可靠, 由于采用绝对误差表示, 因此取单次实验标准偏差中最大值, 即20.9%测量点的测量列的单次实验标准偏差来评定测量重复性带来的不确定度具有代表性, 则:
smax=0.07%
由于根据规程的检定方法要求, 在重复性条件下连续测量3次, 以3次的算术平均值作为测量结果, 则可得到测量不重复引入的不确定度分量:
2.3.2 系统因素引入的标准不确定度分量u (XS)
输入量的不确定度分量主要来源于气体标准物质的定值不确定度, 根据规程的要求, 氧气气体标准物质浓度值的相对不确定度为1.0% (k=2) , 则可以得到, 当气体浓度为20.9%测量点的标准不确定度:
u (XS) =20.9%×1.0%/2=0.105%
2.3.3 标准不确定度u (X1) 的评定
由于在检定过程中, 检定员、环境温湿度等因素影响, 也可能引入不确定度分量。根据检定经验, 该部分不确定分量已包括在以上测量列数据中, 不必再重复考虑。
2.3.4 合成标准不确定度
1) 数学模型
灵敏系数:C1=1;C2=-1。
2) 标准不确定度汇总
输入量的标准不确定度的汇总见表3。
2.3.5 合成标准不确定度
由于各输入量彼此独立不相关, 所以, 合成标准不确定度为
2.4 扩展不确定度的评定
按通常的要求, 取包含因子k=2, 则:
扩展不确定度U=0.11%×2=0.22%;
该台仪器的示值误差测量结果的扩展不确定度U=0.22%, k=2。
3 验证结果分析
对于该台测量范围为0~25%的氧气测定器, 在20.9%测量点其示值误差限为0.8%;同时, 按本检定规程测量示值误差的方法, 其测量结果的扩展不确定度为0.22%。
由前面的分析和计算可知, U=0.22%, 而规程规定的最大允许误差MPEV=0.8%, 所以:, 符合检定合格评定中一般要求3倍以上量传比例的规定。由此证明规程规定的技术指标和检定方法是恰当的, 与目前的仪器的技术水平也是符合的。
参考文献
[1]JJG (煤炭) 10—1998, 氧气检测报警仪计量检定规程[S].
[2]JJF 1059—2012, 测量不确定度评定与表示[S].
[3]陈福民.粉尘采样器计量检定的误差分析和不确定度评定[J].矿业安全与环保, 2001, 28 (3) :14-16.
检测结果测量不确定度 篇2
气象用玻璃液体温度表测量结果的不确定度评定方法
气象用玻璃液体温度表检定结果的.不确定度,直接影响温度量值传递的检定结果.根据JJF1059-<测量不确定度评定与表示>规范的分析方法,以0.2分度温度表为例,利用检定实验数据,对现用玻璃液体温度表检定结果进行不确定度评定.通过对检定结果的不确定度评定,梳理出一套清晰的分析步骤和科学方法,为省级气象计量部门提供误差分析范例.
作 者：王锡芳 杨茂水 刘彬 任燕 郭瑞宝 作者单位：山东省气象局大气探测技术保障中心,济南,250031 刊 名：山东气象 英文刊名：JOURNAL OF SHANDONG METEOROLOGY 年，卷(期)： 29(3) 分类号：P49 关键词：玻璃液体温度表 测量 不确定度 评定方法电子计价秤测量结果不确定度评定 篇3
【关键词】电子计价秤；测量结果；不确定度评定
1.概述
1.1评定依据
JJF1059-1999《测量不确定度评定与表示》。
1.2测量依据
JJG539-1997《数字指示秤检定规程》。
1.3环境条件
温度：-10℃～40℃；相对湿度：≤70%RH。
1.4测量标准
选取M1级砝码，查表得砝码100mg～10kg其|MPE|为±（0.5～500）mg，并取k=2。
1.5被测对象
使用中的电子计价秤一台，属
1.6测量过程
用标准砝码从零点起从小到最大秤量，然后回程卸砝码至零点，分段测量示值与标准砝码之差为示值误差。一般情况下，至少选定5个称量点，即最小秤量、最大秤量、50%最大秤量、500e和2000e。
1.7评定结果的使用
测量不确定度的表征合理地赋予被测量值的分散性，与测量结果相关的参数，一切的测量结果不可避免地具有不确定度。在符合本评定条件检定的同型号电子计价秤，对其15kg点示值误差的测量，一般可使用本次的不确定度评定结果。本方法同样适用于其他示值误差测量结果不确定度的评定。
2.数学模型
△E=P-m
式中：
△E—电子计价秤示值误差；
P—电子计价秤示值；
m—M1级标准砝码质量值。
3.输入量的标准不确定度评定
本次评定以电子计价秤的最大秤量15kg点为例。
3.1输入量P的标准不确定度来源u（P）主要是电子计价秤测量重复性、偏载误差以及示值随电源电压变化等
3.1.1电子计价秤测量重复性引起的标准不确定度分项u（P1）的评定（采用A类评定方法）
用固定的标准砝码在重复性条件下，对电子计价秤进行6次的连续测量，得到测量结果为：15.000kg，15.000kg，15.000kg，15.000kg，15.000kg，15.000kg。
测量结果为：=x=15.000kg
单次实验标准差为：s==0g
在实际测量中，应选同一测量量加载和卸载两次的算数平均值作为测量结果，则该测量结果的标准不确定度为：
u（P）==0g
3.1.2电子计价秤的偏载误差引起的标准不确定度分项u（P2）的评定
电子计价秤在进行偏载试验时，应选用1/3最大称量的砝码，放置在1/4秤台面积中，最大值与最小值之差一般不会超过5g（超过该秤最大允许误差即该秤不合格），半宽a=2.5g，而测量时放置砝码的位置较为注意，偏载量远比做偏载试验时少，假设其误差为偏载试验的1/3，并服从均匀分布，包含因子k=，故其标准不确定度为：
u（P）==0.48g
3.1.3 电源电压稳定度引起的标准不确定度分项u（P3）的评定
电子计价秤的电源电压在规定条件下变化可能会造成示值变化0.2e，即1.0g，假设半宽a=1.0g，并服从均匀分布，包含因子k=，故其标准不确定度为：
u（P）==0.58g
3.1.4输入量P的标准不确定度的计算
因输入量P的分项彼此独立不相关，故：
u（P）=u（P）+u（P）+u（P）
u（P）=
=
=0.75g
3.2输入量m的标准不确定度分项u（m）的评定（采用B类评定方法）
输入量m的不确定度可在检定证书中找到，如检定证书中没有给出扩展不确定度，则可按OIML R111砝码国际建议的约定，对低准确度级砝码的标准不确定度等于砝码允差表规定的最大允许误差的。
经查表可得15kg的M1标准砝码，其最大允许误差为±0.75g，故其标准不确定度为：
u（m）==0.43g
3.3环境变化引起的标准不确定度分项u（P4）
电子计价秤在检定过程中受到温度、湿度和室外条件的影响，检定规程要求其温度：-10℃～40℃，相对湿度：≤70%RH，室外检定现场无雨雪及4级以上风力。实际检定过程一般在室内，容易控制符合要求的条件，因此可不考虑以上因素引入的不确定度分项u（P4）。
4.合成标准不确定度的评定
4.1灵敏系数
c==1 c==-1
4.2标准不确定度汇总于表1。
表1输入量的标准不确定度汇总表
4.3合成标准不确定度的计算
电子计价的输入量P与m为彼此独立不相关，故其合成标准不确定度可按下列公式计算得到：
u（ΔE）=
·u（P）+
·u（m）=
c·u（p）+
c·u（m）
uc（ΔE）==0.86g
5.扩展不确定度的评定
取置信因子取k=2，故其标准不确定度为：
U=k·u（ΔE）=2×0.86=1.7g
6.测量不确定度的报告与表示
15kg电子计价秤示值误差测量结果的不确定度为：
U=1.7g k=2 （在Max=15kg时测量）。
【参考文献】
[1]JJG99-2006.砝码检定规程.
[2]JJG539-1997.数字指示秤检定规程.
[3]JJF1059-1999.测量不确定度评定与表示.
检测结果测量不确定度 篇4
关键词：机动车检测,不确定度,影响量,评定方法
0 引言
测量结果不确定度是合理地赋予被测量之值的分散性,与测量结果相联系的参数,也就是对测量结果准确度(或正确度)的怀疑。在《计量学基础及通用术语的国际词汇》中测量不确定度定义为“一个与测量结果有关的参数,它表征待测量数值的分散性。”在实践中,测量结果的不确定度来源于很多方面,包括对样品的定义不完全、取样、基体效应和干扰、环境条件、质量和容量仪器的不确定度、标准的量值、与测量方法和测量程序有关的近似性和假设以及随机变化。
1 测量不确定度评定的必要性
在机动车检测中,除了测量结果外还应给出测量结果的不确定度,尤其是测量结果在标准限值附近时,测量结果的准确性和可靠性在很大程度上取决于测量结果不确定度的大小。因此,凡是需要对被测量进行合格性判断的场合,必须给出检测结果的不确定度。一般说来,在检测结果的完整表述中通常应给出测量结果的扩展不确定度。
2 影响测量不确定度的误差因素
要想获得相对准确的测量结果,测量时所会产生的误差因素应该作为一个参考评定,其中误差大多包括两方面:一是系统分量,即系统本身或许存在一定的参数小误差,不能够完全修正导致的误差;二是随机分量,即测量时为了得到更为准确的数值,进行多次重复测量,不可避免的测量结果之间的小差距。二者作为测量不确定度的误差来源,在评定不确定度大小时必须包括在内。
随机分量是随着测量次数变化而不断改变的,其对测量结果的影响,不会因为重复测量时采用相同条件或进行修正值修正等手段而发生改变或消失,它是客观存在。但随机分量对测量不确定度的影响,随着测量次数的增多会逐渐降低。通过对多次重复测量结果进行观测列法统计分析,取用他们的平均值可以得到更为精确的不确定数值,我们把此测量不确定度的方法称为A类评定。
系统分量主要由于本身系统误差从而影响测量结果,但其在多次重复同等条件下测量时,其误差结果不会改变。所以我们可以通过对多次重复测量结果误差归类分析计算,从而使用修正因子或者修正值进行测量结果的修正完善。此测量不确定度的方法称为B类评定。
在进行汽车检测时,随机分量和系统分量构成的不确定度还无法满足检测的需要,一般情况下,还需要扩展不确定度的辅助。扩展不确定度要求其对应95%的应置信概率,具体即为合成标准不确定度和包含因子的乘积。理论上包含因子的数值由被测量的分布状态决定,但进行实际汽车检测测量时,一般可以确定包含因子k=2,因为在被测量的分布渐近正态分布时,扩展不确定度大致对应了95%的置信概率。填写测量报告时,除了说明测量结果和其扩展度,还应标注出所选择的包含因子k的数值。正态分布情况如图1。
3 不确定度的具体测量方法
3.1 A类评定法测量不确定度
A类评定的方法多种多样,一般有极差法、贝塞尔公式(Besse1)法和样本标准差法等,其中以贝塞尔公式(Besse1)法最为常用,使用了对随机分量进行重复观测列分析的原理。为了避免试验标准偏差出现过大的误差,在使用贝塞尔公式计算时,测量的次数(n)一定要尽量多,一般测量次数最少10次。取包含因子K=2时,测量次数不同对应的安全因子数值也不同,具体对应关系见表1。当测量次数受到硬性条件限制时,其试验标准偏差可能存在较大的误差,不能直接用作标准不确定度,而是应将试验标准偏差适当放大,具体把通过贝塞尔公式计算得到的试验标准偏差值乘以安全因子(h)值,将二者的最后乘积作为测量的不确定度。
贝塞尔公式计算步骤:
第一步,求出测量列的平均值,取多次重复测量次数,各独立表示为q1,q2,q3,……,qn,求出测量结果估值q:
第二步,计算出单次测量标准不确定度:
第三步,按照测量列,计算出各次试验标准差的平均值:
第四步,依据贝塞尔公式计算进行A类评定的方法,测量次数应尽量超过10次,此时安全因子h≥1,可以认为计算得到的试验标准差平均值等于测量的标准不确定度:
最后,如果测量的次数少于10次时,应将试验标准偏差适当放大,取试验标准偏差平均值和安全因子(h)值二者的最后乘积,作为测量的标准不确定度:
3.2 测量不确定度的B类评定
B类评定主要针对本身系统误差的系统分量,可以使用修正因子或者修正值进行测量结果的修正完善。修正数值来源于校准证书或者检定证书等给出的扩展不确定度。
(1)标准不确定度与扩展不确定度的关系。校准证书给出被测量q和包含因子kb,测算修正后标准不确定度的公式为:
(2)理论上包含因子的数值由被测量的分布状态决定,且扩展不确定度要求其对应95%的应置信概率。如果校准证书上没有明确规定,则可以按照正态分布来看,不同分布情况及对应置信概率如下表:
3.3 测量结果的扩展不确定度
(1)当测量不确定度的A类评定或者B类评定测量结果出现明显的差值时,为得到更精确的不确定测量结果度,可以使用方和根法把二者合成,最终得到一个较为准确的合成标准不确定度。和根法公式为:
(2)一般情况下可以讲包含因子的取值直接定为K=2,但原则上包含因子的数值以及置信概率p都是由被测量的分布状态决定的,从而才能得出最后的扩展不确定度,取U或Up表示扩展不确定度:
4 测量不确定度的报告
综合以上各种评定方法和结论,取某汽车倾斜角检测为例,进行不确定的分析测定,分别取左、右各侧的汽车倾稳定角进行3次测量,取平均值。具体操作及报告如下:
5 结束语
总之,测量结果不确定度是对测量结果怀疑程度的定量表示,反映了测量结果可信度的高低。由于各种误差和影响因素的存在,机动车检测真值很难得到的,因此,通过借助不确定度可以了解测量结果所处的范围,还能分析主要影响因素,从而能提高测量结果的质量。
参考文献
[1]李慎安.日常检测中测量结果不确定度的评定[J].中国计量,2001(05).
[2]胡大顺,李玉霞.测量不确定度与测量误差的区别浅析[J].魅力中国,2006(09).
检测结果测量不确定度 篇5
量结果的评价”培训心得汇报
一、培训时间：2014.06.24-2014.06.28
二、培训地点：北京
三、培训内容：
（一）、《检测和校准实验室能力认可准则/通用要求》要点讲解
（二）、《测量不确定度评定与表示》的讲解，不确定度的应用及测量不确定度评定方法。
四、培训心得：
通过五天的培训学习，受益匪浅。首先系统地理解了实验室管理体系的各个文件（质量手册、程序文件、作业指导书、记录等）之间的联系和具体内容，以及详细学习了25个要素的具体内容，更进一步掌握了文件之间的层次，更加确信作为一名实验人员必须严格遵守体系规则来进行工作，这样才能有效的与同事合作，出色地完成实验任务。管理体系不是一具空壳和口号，作为一名新入职人员，我认为必须在准确领会体系文件的基础上，用实际的行动来证明对管理体系的认可，严格按照规定来工作。而且质量体系应该有及时的反馈信息，发现质量问题能及时研究，及时纠正。只有坚持不断改进，实验室才能不断进步，管理体系才能不断完善。
其次，还学习了内审员的职责，如对人员的内审、对样品的控制、对设备的检测等，还学习了如何书写不符和项报告，这些知识的学习为我成为一名合格的内审员奠定了坚实的基础，主讲老师还穿插了一些具体不符和项报告的例子，通过学习案例和模拟书写案例，我基本掌握的报告书写要求及注意事项，也清楚了内审员在管理体系中的相关职责及其工作的重要性。内审员的工作不仅是为实验室的外审作好准备，更是保障实验室正常、安全、有效工作的重要环节，因此内审员一定好认真作好内审工作。
最后，学习了测量不确定度的评定。这项学习是科学处理实验数据的有效方法，内容虽然比较难，但是在实验工作却是极其重要的，通过学习蒙特卡洛法，和数学模型的建立，我基本上理解了测量不确定度的评定。这项内容专业性很强，要想灵活掌握，还需要继续看书学习，我将会在工作闲暇之际，再次重温统计学的相关知识。
总之，我从本次培训中学习到了不少知识。日后我会将这些知识通过系统化的梳理消化，使其更好地运用在今后的工作中。在培训中我还积极与其他培训人员交流工作中的经验教训，开阔了眼界。这样的培训机会是珍贵的，希望以后能够多参加类似学习、培训，以提高自己的工作能力。
检测结果测量不确定度 篇6
菌落总数主要作为判定食品被污染程度的标志,反映出食品生产过程中食品是否变质和食品生产的一般卫生状况等,是判断食品卫生质量的重要依据。通过菌落总数的测定,检查食品被细菌污染的程度,观察细菌在食品中繁殖的动态,是食品卫生学评价时的一个重要指标。
不确定度(uncertainty)的定义为:表征合理地赋予被测量值的分散性与测量结果相联系的参数。广义而言,不确定度可理解为对测量结果正确性的可疑程度,是被测量估计值的可能误差的度量,即被测量的真值所处范围的评定。不确定度由多个分量累计而成。其中一些分量可用测量结果的统计分布估算,并用实验标准差表征。另一些分量则可用基于经验或其他信息的假定概率分布估算,也可用标准差表征。
在菌落总数测定中涉及到检验方法的不确定度问题,有人列出了数学公式。但能否准确列出数学公式,有待商榷。原因是我们测定的是活的物质,与化学物质有明显区别。同一种化学物质有均一性,但不同的微生物在一起培养过程中表现不一定相同,表现出不均一性。尤其是不同微生物之间有互生、拮抗等,即一方给另一方提供生长因子,或相互提供生长因子,或一方产生抑菌物质抑制另一方。这种相互作用在平板上表现为:随菌体之间的距离靠近,本来不能生长的细菌因得到另一方的生长因子变得可以生长,而有的本来可以生长的细菌有可能因另一方的抑菌物质不能生长。如果样品中同时有枯草杆菌和李斯特菌测定样品的菌落总数时,在菌落密度低的平板上有李斯特菌生长,而在菌落密度高的平板上只能测出枯草杆菌数。因为枯草杆菌产生枯草杆菌肽抑制不产芽胞的革兰氏阳性菌的生长。这种相互作用的强弱因细菌的种类而异。不同食品的菌相不同,这种相互作用在平板上表现也是不同。所以用数学公式简单推导显然是疏忽了这一点。同一种化学物质之间不存在拮抗等相互作用。因此在化学测定中考虑不确定度时不需要考虑同一种化学物质不同分子之间的相互作用。这正是测定生物指标和化学数值本质上的区别。
在测定食品的菌落总数过程中,一般认为不确定度除来源于培养基、培养时间、培养温度、操作人员等固定因素外,还有计量器具(吸管、天平、量筒)误差和菌落分布误差,由于取样基数的原因,其中来自吸管的误差远大于来自天平和量筒的误差。在培养基、培养时间、培养温度固定的情况下,一般将菌落总数误差描述为以下公式:
总误差%=±(稀释误差%+菌落分布误差%)
其中:稀释误差包括=吸管容积误差十稀释操作误差。菌落分布误差一般被描述为同一稀释度多次测定结果的标准偏差,只解决了同一稀释度不同平板上出现的误差。但是从上面分析看出,这种计算方法显然是忽视了不同稀释度之间出现的误差。因此上面公式中的菌落分布误差应包括:同一稀释度不同平板上出现的误差+不同稀释度之间出现的误差。
因此ISO方法中采取使用所有平板的检测数据的方法,以缩小不同稀释度之间出现的误差。这与国标采用的只取30~300之间的平板计数是有区别的。下面举三个具体例子,说明不同稀释度之间出现的误差确实存在。
例1 10倍稀释度两皿的菌落平均数为190,100倍稀释度两皿的菌落平均数为11。这就有可能是因为菌落密时,有的菌为其他因缺乏生长因子而不能生长的菌提供了生长因子,使本来在营养琼脂上不能生长的菌(包括一些受伤菌)得以生长。因此低稀释度的平皿上出现较多的菌落;而高稀释度的则因菌落间相距较远而不能相互影响。所以按国标以10。稀释度的结果报告时,报告值就明显高于真实值,不能准确反映样品中活菌的真实值。
例2和例3 10倍稀释度两皿的菌落平均数为110,100倍稀释度两皿的菌落平均数为18。在这里低稀释度的菌落数明显少于高稀释度的。这就有可能是因为菌落密时,同一平板上有的菌产生的抑菌物质抑制了本来可以在营养琼脂上生长的其它某些菌。为避免这种细菌相互作用影响结果准确性的现象,可采用的方法是以菌落数小于30的平板计数。但由此带来的后果是:因稀释次数多,稀释时带来的误差就大,同一稀释度之间的菌落分布误差也加大,也不能得出较为准确的结果。但如果以300以上的平板计数,则菌落之间的相互作用大,误差也大,不能用于结果的报告。
综上所述,ISO方法采用的统计方法更可靠一些。而试图从数学公式描述不确定度时应加一经验值来描述不同稀释度之间的菌落分布误差。当然这个经验值的给出也应以A类不确定度的方法给出。由于不同食品和样品的菌相不同,这一数值会因食品种类和样品的不同而不同。
参考文献
[1] 徐灼均.微生物检验中菌落总数的不确定度评定[J].临床和实验医学杂志,2006。(1):68
[2] 万颖,朱茂英.食品菌落总数测量不确定度评定[J].阜阳师范学院学报(自然科学版),2006,(2):48-49
作者单位:124010 辽宁省盘锦市疾病预防控制中心
检测结果测量不确定度 篇7
关键词：硫化氢,示值误差,不确定度
常用随机误差等概念来表征测量的可靠程度,随着研究的深入,在JJF 1001-1998《通用计量术语及定义》中以测量不确定度取代了误差来表征测量可靠程度。测量不确定度与误差2个概念具有完全不同的含义。测量不确定度是对测量结果的一个定量表征,它的大小在一定程度上表明了测量结果的可信程度。
1 概述
测量不确定度通常包含多个分量。依据其评定方法,可分为A、B两类。采用对观测列进行统计分析的方法,来评定标准不确定度称为A类评定;用其他方法来评定标准不确定度,称为不确定度的B类评定。
“随机”与“系统”表示误差的2种不同的性质;A类与B类表示不确定度的2种不同的评定方法。它们与过去“随机误差”与“系统误差”的之间不存在对应关系。
因此,对硫化氢气体检测仪示值误差的测量结果不确定度同样要说明A类与B类2个分量的评定过程。
2 评定过程
2.1 单次测量过程
(1)测量方法:JJG 695-2003《硫化氢气体检测仪检定规程》。
(2)测量标准:标准气体定值的不确定度U=1.5%,包含因子k=2。
2.2 示值误差的数学模型
式中Δe为硫化氢检测仪的示值误差;
为硫化氢检测仪3次测量读数的平均值;
As为标准硫化氢气体浓度标准数值。
显然,误差的不确定性源自输入量与As。输入量不确定度的来源是该仪器的测量重复性,为不确定度A类分量,而As的不确定度即为硫化氢标准气体浓度标准值的不确定度,为不确定度B类分量[1]。
2.3 标准不确定度A类分量评定
A类分量通过连续观测列进行评定,选择浓度为44.2×10-6mol/mol硫化氢标准气体通入一台检测范围为(0～100)×10-6mol/mol的硫化氢气体检测仪,一天内连续10次试验,得到测量列(44.0、43.8、43.9、44.1、44.0、44.2、44.5、44.3、44.2、44.1)×10-6mol/mol。
单次实验标准差[2]:
自由度:v1=n-1=9(注:式中urel为相对扩展不确定度)。
2.4 标准不确定度B类分量评定
标准硫化氢是国家一级标准物质,证书给出的浓度值相对扩展不确定度为U=1.5%,k=2。
估计Δu(As)/u(As)=0.1,则自由度v2=50(注:式中As1为仪器稳定后,记录的读数)。
2.5 合成及扩展不确定度的评定
(1)灵敏系数
(2)合成标准不确定度
输入量与As彼此独立不相关,所以可以按照下式进行不确定度分量的合成:
uc(ΔA)=
2.6 评定扩展不确定度
由于硫化氢气体检测仪示值误差检定为等精度直接检测,其测量结果正态分布,可直接选择k=2。
求得相对扩展不确定度为:U=k×uc(ΔA)=2×0.9%=1.8%。
硫化氢气体检测仪示值误差测量结果的相对扩展不确定度为:U=1.8%,k=2。
3 结语
JJF 1033-2001《计量标准考核规范》中要求在进行计量标准考核时,必须提交的申请资料中包括计量标准的重复性考核和测量不确定度评定。文中给出了硫化氢气体检测仪示值误差测量结果的不确定度评定方法和计算过程。根据试验,硫化氢气体检测仪在浓度处示值误差的相对扩展不确定度为1.8%,满足检定规程的要求。
参考文献
[1]JJG695-2003硫化氢气体检测仪检定规程[S].
检测结果测量不确定度 篇8
检测方法:GB/T 228.1-2010《金属材料拉伸试验第1部分:室温试验方法》;
检测条件:环境温度23℃, 相对湿度为52%;
检测对象:某低强度钢圆形试样, 试样名义尺寸d=8mm, 通过实验检测mR参数;
检测设备:MTS C64.35E电脑式伺服控制材料试验机, 检定0.5级合格;
检定合格的数显游标卡尺;
检测过程:根据GB/T 228.1-2010, 用数显游标卡尺测量试样直径d, 以计算其原始横截面积s0, 选择MTS C64.35E电脑伺服控制材料试验机, 对试样施加轴向拉力, 检测试样的mF, 计算相应的强度指标mR。
数学模型:
式中:
Rm:试样抗拉强度, N/mm2;
Fm:试样断裂时试验机显示最大力, N;
d:试样直径, mm;
具体检测结果如下。
测量不确定度主要来源的分析
主要来源:试验力值测量引入的不确定度分量;试样尺寸测量带来的不确定度分量;试验速率引入的不确定度分量。
标准不确定度分量的评定
评定检测结果标准不确定度的方法众多, 本文中仅采用GB/T 228.1-2010《金属材料拉伸试验第1部分:室温试验方法》附录L与CNAS-GL10:2006《材料理化检验测量不确定度评估指南及实例》提供的两种不同方法对同一检测结果进行不确定度评定。
GB/T 228.1-2010附录L拉伸试验测量结果不确定度的评定
抗拉强度的合成标准不确定度ucrel (Rm) 由u rel (F m) 、u rel (S o) 、urel (Rm V) 、urel (rep) 4个彼此独立不相关的引入不确定度合成而得。
最大力mF的B类相对标准不确定度分项u rel (F m)
1. 材料拉伸试验机力值测量系统示值误差引入的相对标准不确定度urel (F1)
0.5级的材料拉伸试验机示值误差±0.5%, 按照均匀分布处理
2.标准测力计的相对标准不确定度urel (F 2)
检定0.5级的材料拉伸试验机需使用0.1级标准测力计。重复性R=0.1%。可以看成重复性极限。则相对标准不确定度为:
3.电脑控制材料拉伸试验机数据采集系统带入的相对标准不确定度urel (F 3)
试验数据采集系统带入的B类相对标准不确定度为20.2 10-×
4.最大力mF的相对标准不确定度分项u rel (F m)
原始横截面积S0的B类相对标准不确定度分项urel (S 0)
测定原始横截面积时, 测量每个尺寸应准确到±0.5%
拉伸速率影响引入的相对标准不确定度分项u rel (Rm V)
试验得出, 在拉伸速率变化范围内抗拉强度最大相差3MPa, 所以拉伸速率对抗拉强度的影响为±2 MPa, 按均匀分布考虑
A类相对标准不确定度分项u rel (re p)
Rm相对标准偏差S=1.073%, 评定3个试样测量平均值的不确定度, 故
计算抗拉强度的相对合成标准不确定度ucrel (Rm)
则
计算相对扩展不确定度Urel (Rm)
取包含概率约P=95%按k=2,
CNAS-GL10:2006《材料理化检验测量不确定度评估指南及实例》
抗拉强度的合成标准不确定度u c (R m) 由u (F m) 、u (d) 、u (Rm, V) 、u (Rm, rou) 4个彼此独立不相关的引入不确定度合成而得。
拉伸试验力值测量误差所引入的不确定度分量u (F m)
1.试验机示值误差所引入的不确定度u1 (Fm)
该试验机为0.5级, 示值误差∆=±0.5%, 均匀分布,
2. 标准测力计所引入的不确定度u2 (Fm)
校准1级试验机所用的标准测力计为0.1级, 该校准源的不确定度为0.1%, 包含因子为2, 由此引入的B类评定相对标准不确定度, 。
3. 电脑控制材料拉伸试验机读数所引入的不确定度u3 (Fm)
仅考虑由电脑控制材料试验机试验力分辨力δx所引入的不确定度u3 (F m) =0.29δx
因为设备的分辨力很高 (最小单位µN) , 即δx很小, 所以这个分量可忽略不计。
4.u (F m) 的合成
5.求灵敏系数CmF。
对式 (3) 中的Fm求偏导, 得
试样原始直径测量的不确定度分量u (d)
1.数显游标卡尺测量试样直径d所引入的误差
数显游标卡尺示值误差引入的不确定度u1 (d) 可以从CNAS-GL10:2006一书的附录4中查得:u1 (d) =0.017mm。
2.试样直径d测量的重复性
u2 (d) 按照测量的数据和经验来确定, 查CNAS-GL10:2006书中表4-10可得:u 2 (d) =0.010mm。
3.u (d) 的合成
4. 求灵敏系数Cd, m。式 (2) 对d求偏导,
得
试样速率的偏差对Rm产生影响而引入的不确定度分量, (u) RmV
由CNAS-GL10:2006书中附录6可查得测定mR引入的u rel (Rm V) 对应低强度钢为0.15%。即:
数据结果修约引入的标准不确定度分量u (Rm, rou)
按GB/T 228.1-2010要求对数据进行修约, 修约间隔δx=1, 半宽, 包含因子可得
计算抗拉强度的合成不确定度u c (R m)
计算相对扩展不确定度Urel (Rm)
取包含因子k=2, 区间的置信概率约为95%
两种评定方法的对比
GB/T 228.1-2010附录L是通过urel (Fm) 、urel (S o) 、urel (Rm V) 、urel (rep) 共4个相互独立的标准不确定度分项合成ucrel (Rm) 最终得到Urel (Rm) ,
而CNAS-GL10:2006则是由u (F m) 、u (d) 、u (Rm, V) 、u (Rm, rou) 4个不确定度分量和两项灵敏度系数CmF、Cd, m才得到合成不确定度U c (R m) , 由U c (R m) 得Urel (Rm) 。
由以上具体演算过程对两种不确定度评价方法进行比较:
最大力mF的不确定度分量来源一致:试验机测力系统、标准测力计以及计算机数据采集系统;
试样尺寸d的不确定度来源:GB/T 228.1-2010附录L仅考虑尺寸测量的准确度, CNAS-GL10:2006则引入了测量工具的示值误差和测量重复性两个经验值;
GB/T 228.1-2010附录L与CNAS-GL10:2006都考虑了试样速率V对试样结果的影响, 但侧重方向不同;
GB/T 228.1-2010附录L特别考虑了测量结果的重复性rep;
CNAS-GL10:2006引入了检测结果修约u (Rm rou) 产生的不确定度。
结语
GB/T 228.1-2010附录L以及CNAS-GL10:2006两种评价方法对试验力的不确定度来源及尺寸测量和试验速度可能带来的不确定度等问题的结论一致, 但具体分析采用了不同的思路, 且两种方法分别考虑了测量结果的重复性以及对检测结果修约引入的不确定度影响。
试样尺寸测量引入的不确定度统计方法需要进一步规范化, 减少经验数据对最终评定结果的干扰;
检测速率对评价结果的影响需要进一步论证后方能确定;
此次评价的最终结果相差不大, 可能和检测列中数据较少有关 (重复性) ;
贴片电阻测量结果不确定度分析 篇9
J04 VZ.025-2004。
(2) 环境条件:
温度 (20±5) ℃, 湿度≤80%RH。
(3) 测量标准:
LCR数字电桥, 规格TH2811A型, 扩展不确定度为U=2.2×10-4, k=2。
(4) 被测对象:
2.2× (1±1%) kΩ贴片电阻。
(5) 测量过程:
用LCR数字电桥对2.2× (1±1%) kΩ贴片电阻进行电阻值测试, 并将测试结果进行平均值计算, 得到被检产品在该条件下的误差。
1 数学模型
γ1=γ0
式中:
γ1——被检贴片电阻的相对误差;
γ0——LCR数字电桥上测得的相对误差。
2 输入量γ0的标准不确定度的评定
输入量γ0的标准不确定度u (γ0) 的来源主要有两方面:
(1) 重复性和复现性条件下由被测贴片电阻测量不重复引起的不确定度分项u (γ01) , 采用A类评定法[1];
(2) 用LCR数字电桥的误差引起的不确定度分项u (γ02) , 采用B类评定法。
2.1 被测贴片电阻重复性测量引起的不确定度分项u (γ01) 的评定:
该不确定度分项是由于被测贴片电阻的测量不重复引起, 可通过重复测量得到测量列, (具体见附表) 采用A类方法评定[2]。贴片电阻重复性测试的样本数据如表1。
电阻测量值标准偏差计算公式s=[∑ν2i/ (n-1) ]1/2=0.172Ω∴标准不确定度分项u (γ01) =s=0.172Ω
2.2 LCR电阻测试仪的误差引起的不确定度分项u (γ02) 的评定:
LCR电阻测试仪精度引起的不确定度分量:查LCR电阻测试仪校准证书得:
U=2.2×10-4, k=2
∴相对标准不确定度:
绝对标准不确定度:
2.3 标准不确定度u (γ0) 的计算
3 合成标准不确定度评定
合成标准不确定度汇总见下表
4 扩展不确定度的评定
参考文献
[1]国家质量技术监督局计量司.测量不确定度评定与表示指南[M].北京:中国计量出版社, 2000.[1]国家质量技术监督局计量司.测量不确定度评定与表示指南[M].北京:中国计量出版社, 2000.
精密酒精计测量结果不确定度评定 篇10
关键词：酒精计,检定液,不确定度
引言
酒精水溶液广泛用于酒厂、饮料厂、医药卫生、科学研究等领域。
1 测量方法
依据JJG42-2011《工作玻璃浮计》国家计量检定规程规定, 精密酒精计是采用直接比较法检定的。
2 数学模型
检定规程给出酒精计修正值的计算公式:
ρ1:标准浮计示值;ρ2:被检浮计示值;△ρ1:标准浮计修正值。
由于检定是在检定液中进行, 检定中液体表面污染, 表面张力变化引入误差。检定液与室温不同引入误差, 标准器与被检器均存在垂直偏差。因此:
ρt:检定液与室温不同引入的误差;△ρL:标准器与被检器均存在垂直偏差引入的误差;△ρf:检定过程中液体表面污染引入的误差。
3 方差和传播系数
u (ρ1) :一等标准酒精计示值的不确定度;u (△ρ) :一等标准酒精计修正值的不确定度;u (ρ2) :精密酒精计示值的不确定度u (△ρL) :标准器与被检器均存在垂直偏差的不确定度u (△ρt) :检定液与室温不同引入的不确定度u (△ρf) :检定中液体表面污染的不确定度
4计算分量标准不确定度
4.1标准浮计示值引入的不确定度
4.1.1规程要求估读不足1/10构成误差, 最大误差为0.1个分度。一等标准酒精计的分度值为0.1%。属均匀分布,
4.1.2两次检定结果之差最大为0.2分度, 属正态分布, k=2.58, u12=0.02/2.58=0.008%
4.1.3液面处在分度线, 但不在中心时, 最大有0.1分度读数误差, 属正态分布, k=2.58, u13=0.01/2.58=0.004%
4.2 标准浮计修正值的不确定度
根据传递系统表和一等标准酒精计检定规程, 其不确定度为0.04%, 属正态分布, k=2.58, u2=0.04/2.58=0.016%
4.3 被检浮计示值的不确定度
4.3.1 规程要求估读不足1/10构成误差, 最大误差为0.1个分度。精密酒精计的分度值为0.1%, 属均匀分布,
4.3.2 两次检定结果之差最大可为0.2分度, 属正态分布, k=2.58, u32=0.02/2.58=0.008%
4.3.3 液面处在分度线, 但不在中心时, 最大有0.2分度读数误差, 属正态分布, k=2.58, u33=0.02/2.58=0.008%
4.4 液体表面污染引入的不确定度
液面污染, 表面张力变化引入的最大误差为0.2分度, 属均匀分布,
4.5垂直偏差引入的不确定度
规程规定垂直偏差最大为0.1分度, 属均匀分布,
5 合成标准不确定度
6 扩展不确定度
7 结束语
综上所述, 精密酒精计的扩展不确定度为0.06% (k=2) 。
参考文献
[1]JJG42-2011.工作玻璃浮计[S].
检测结果测量不确定度 篇11
关键词:出租车计价器 不确定度及不确定度分量 评定
中图分类号:U469文献标识码:A文章编号:1674-098X(2011)01(b)-0240-02
1 测量方法(依据JJG517-2009《出租汽车计价器检定规程》)
出租汽车计价器使用误差是在一种驱动式的,模拟汽车在地面行驶并测量行驶距离的检定装置上测得。检定时,将计价器显示金额跳变所代表的距离数值与检定装置计数器所显示的距离示值相比较,得出计价器使用误差值的大小,即被检设备使用误差值等于被检设备显示金额跳变所代表的距离与检定装置计数器所对应显示的相对真值之差。
2 数学模型
δ=D-Ds(1+е)=D -Ds-Ds·e
式中:δ为被检计价器的使用误差;
D为计价器显示金额跳变所代表的汽车行驶距离;
Ds为计价器检定装置计数器对应显示的相对真值;
е为轮胎修正值。
3 方差和传播系数
依:
有:
=c 2(D)u 2(D)+c 2(Ds)u2(Ds)+c 2(e)u 2(e)
其中传播系数:c(D)==1
c(Ds)=≈-1;
c(e)==-D s。
4 标准不确定度一览表(表1)
5 计算分量标准不确定度
5.1 人为因素引入的不确定度分量
由于计数是在计价器显示金额的跳变瞬间读取,检定人员观察跳变时的视觉、听觉、手动滞后等因素,造成采样数据的不准确,统计人员中的不同情况平均误差为2～3r(1m/r),一般按最短起算距离2000m算其相对误差为:
2.5/2000=0.125%
在测量范围内有相等的出现概率:
=0.125%/=0.072%
估计其具有50%的可靠性,故自由度为:
=(1/2)×(50%)-2=2
5.2 由测量重复性得到的分量
测量重复性是计价器本身受到其有关因素的影响和检定装置本身显示值的变化引起,用检定装置检定同一国内装有同一计价器的车辆10次,得出标准偏差最大不超过0.84r(即0.84转),按最短起算距离2000m计算最大相对偏差为:
s=0.84/2000=0.042%
=s=0.042%
=10-1=9
与计价器有关的不确定度分量为:
=+
==0.083%
自由度为:
=(0.083%)4/[(0.072%)4/2+(0.042%)4/9]=3
5.3 由检定装置计数器的极限误差0.1%±1r引起的不确定度分量
按最短起算距离2000m计算,为:
(2+1)/2000=0.15%
该误差属于均匀分布,故:
=0.15%/=0.086%
具有25%的可靠性,故其自由度为:
=(1/2)×(25%)-2=8
5.4 检定装置主滚轮直径测量极限误差0.2%,属于正态分布,故:
=0.2%/2.3=0.085%
具有10%的可靠性,故其自由度为:
=(1/2)×(10%)-2=50
与检定装置有关不确定度分量为:
=+
==0.12%
自由度为:
=(0.12%)4/[(0.086%)4/8+(0.085%)4/50]=26
5.5 轮胎修正值测量误差引起的不确定度
轮胎修正值为:
e=A/B-1
式中:A——为主滚轮上测量出的左右驱动轮胎转5r的平均值,m;
B——为地面上测量出的左右驱动轮胎转5r的平均值,m;
同样的道理:
=c2(A)+c2(B)
c(A)==1/B
c(B)==-A/B2
A值测量是在1m情况下测量,其极限误差为:
0.1mm/1000mm=0.01%
B值测量是在10m情况下测量,其极限误差为:
1.3mm/1000mm=0.013%
属于均匀分布,故=0.01%/,=0.013%/,代入上式可求出:
=(1/B)2+(-A/B2)2
由于A与B近似相等,故:
=(1/B)
=(1/B)×0.01%
其具有15%的可靠性,故:
=(1/2)×(15%)-2=22
6 合成不确定度
=()2+()2+()2
=+(-1)2+(-Ds)2
因为Ds=A≈B,则有:
(δ)==0.15%
7 有效自由度
=(0.15%)4/[(0.083%)4/3+(0.12%)4/26+(0.01%)4/22]=21
0.95(21)=2.09
8 扩展不确定度
U0.95=p()·c(δ)
=t0.95(21)·c(δ)
=2.09×0.15%
=0.31%
参考文献
[1]白雪.计量测试技术,2007,2.
[2]李慎安编著.测量结果不确定度的估计和表达[M].中国计量出版社,1997,5.
[3]陳奕钦.测量不确定度“,93国际指南”应用举例[M].中国计量出版社,1998,2.
检测结果测量不确定度 篇12
相关计量术语：
(1) 气体腰轮流量计属于气体容积式流量计的一种，它是一种记录一段时间内流过流体总量的累计式流量仪表。
(2) 给定气量（流量点）：为确定流量计的误差而规定的测量气体量。
(3) （测量结果的）重复性：在相同测量条件下，对同一被测量进行连续多次测量所得结果之间的一致性。即表示测量结果的分散性。
(4) （测量）不确定度：表征合理地赋予被测量之值的分散性，与测量结果相联系的参数。它分四个步骤：不确定度的A类评定、不确定度的B类评定、合成不确定度、扩展不确定度。
根据比对要求，对传递标准气体腰轮流量计，选取150m3/h、50m3/h两个流量点为比对点。其不确定度分析如下：
1 概述
(1) 测量依据：
JJG633—2005《气体容积式流量计》
(2) 测量环境条件:
环境温度：21.0℃；环境湿度：59%RH；大气压力：0.076MPa。
(3) 测量标准：
LJX型气体流量标准装置扩展不确定度U=0.3%, k=2;
(4) 被测对象:
气体腰轮流量计
型号规格：S-Flow meter DN50G100 PN16，编号：3400346623
测量范围: (10-160) m3/h
(5) 测量过程:
按检定规程，将气体流量标准装置与被检流量计连接起来，气体在规定流量下流经被检流量计，在测量过程中，通过同步采集到的相应量值，输入计算机系统，利用计算机进行数据处理，并直接输出被测流量计的平均仪表系数及重复性。
2 数学模型
式中:Kij—第i个流量点第j次检定的系数, L-1/m-3;
Nij—第i个流量点第j次检定时脉冲数;
Qsij—第i个流量点第j次检定Qs值；
3 各输入量的标准不确定度分量的评定
(1) 标准装置的不确定度ur (E1）———B类评定
根据上级检定机构出具的检定证书，给出标准装置的扩展不确定度为U=0.3%，取k=2，则：
(2) 该不确定度主要由被测流量计重复性引入的，可通过在重复性条件下连续测量给出。———A类评定
测量结果如表1:ur (Er)
在150.0m3/h和50.0m3/h这两个流量点中选择重复性大的作为被测流量计的测量分散性的分析。
式中：dn—极差系数；n=6，查表知：dn=2.53
4 合成标准不确定度的评定
以上两项不确定度彼此不相关，其标准不确定度为：
5 扩展不确定度的评定
按p=95%，取k=2，故相对扩展不确定度为：
6 测量结果不确定度的报告与表示
摘要：为了客观、公正、科学的反应目前我国省级计量技术机构对气体流量标准装置量值传递工作的现状, 为了考察全国各省级技术机构之间气体流量量值的一致程度, 实现国内气体流量量值传递准确一致和量值溯源准确可靠。根据国家质量监督检验检疫总局《关于做好国家计量技术法规 (修) 订工作及计量器具比对工作有关事项的通知》 (国质检量【2008】365号) 的要求, 组织了一次全国范围的气体流量标准装置量值比对。
关键词：气体腰轮流量计,测量
参考文献
[1]JJG633-2005气体容积式流量计检定规程.
[2]JB/T7385-1994气体腰轮流量计.
[3]JJF1001-2011通用计量术语及定义.