扩展不确定度评定（精选12篇）
扩展不确定度评定 篇1
1 概述
1.1 检定依据:
JJG920-1996《漫透射视觉密度计检定规程》。
1.2 环境要求:
温度 (10~30) ℃;相对湿度 (20-80) %;无强光直接照射的条件下进行检定。
1.3 测量原理:
漫透射视觉密度计用于电影胶片洗印、感光胶片、印刷制版、工业探伤、医疗卫生、劳动保护等行业进行光学密度测量的计量仪器。光学透射密度被定义为透射比T倒数的常用对数, 即:
式中T为透过试样的光通量Φt, 与孔径通量Φj之比:
将式 (2) 代入式 (1) 得:
式中DT———光学透射密度, 单位为1。
光源发出的光经过光学部件后, 经规定模式透射到标准密度片上, 探测器以规定的模式接收透过该标准密度片的光, 经光电转换并按照密度定义或规定校准方法进行信号处理, 即可得到相应的密度值。
1.4 计量标准:
21级标准黑白密度片, 光学密度测量范围 (0.05~4.00)
1.5 被测对象
1.6 测量方法:
采用标准密度片测量法, 即用密度值为2.0左右的标准密度片校准密度计后, 测量标准密度片的各级密度值, 将测量的平均值与标准密度片的标准值之间的偏差比较, 即可得出该仪器的示值误差。影响测量不确定度的因素主要有标准密度片的不确定度、测量的重复性、零点漂移、稳定性和密度计的分辨力。
2 数学模型
式中:ΔDi———被检漫透射视觉密度计的示值误差;———漫透射视觉密度计测量结果的平均密度值;Dis———标准黑白密度片的密度值。
3 不确定度传播率
4 标准不确定度评定
4.1 标准密度片的不确定度u1的评定 (属B类评定) 。
从黑白密度片的检定规程中可查到, 标准密度片的标准不确定度为
4.2 测量重复性引入的不确定度u2评定 (属A类评定) 。
密度计经密度值为2.0左右的标准密度片校准后, 对该点密度值连续测量10次, 利用贝塞尔公式进行数据处理即可得测量重复性。检测数据如下:
在实际测量中, 每级密度值一般测量三次, 取平均值作为测量结果, 所以, 测量重复性引入的标准不确定度分量为:
4.3 在正常工作状态下, 漫透射视觉密度计的零点漂移引入的不确定度u3 (属B类评定) 。
漫透射视觉密度计的零点漂移最大估算绝对值为0.01, 则不确定度区间半宽为0.005, 按均匀分布, 即:
4.4 在正常工作状态下, 漫透射视觉密度计的稳定性引入的不确定度u4 (属B类评定) 。
漫透射视觉密度计的稳定性最大估算绝对值为0.01, 则不确定度区间半宽为0.005, 按均匀分布, 即:
4.5 漫透射视觉密度计的分辨力引入的不确定度u5 (属B类评定) 。
当漫透射视觉密度计的分辨力为0.01时, 则不确定度区间半宽为0.005, 按均匀分布;即:
当漫透射视觉密度计的分辨力为0.001时, 则不确定度区间半宽为0.0005, 按均匀分布;即:
5 合成标准不确定度
5.1 主要标准不确定度汇总情况, 见表3。
5.2 合成标准不确定度计算。
以上各项标准不确定度分量是互不相关的, 所以合成标准不确定度为:
6 扩展不确定度计算
取包含因子k=2, 置信概率为95%, 则:U=k×uc (y) , 可得表5。
7 测量结果的扩展不确定度报告表述形式
当工作漫透射视觉密度计分辨力为0.01时, 示值误差测量结果的扩展不确定度为
当工作漫透射视觉密度计分辨力为0.001时, 示值误差测量结果的扩展不确定度为U=0.018, (k=2) (0.00<D≤2.0) ;U=0.022, (k=2) (2.0<D≤4.0) 。
摘要：影响漫透射视觉密度计测量不确定度的因素主要有标准密度片的不确定度、测量的重复性、零点漂移、稳定性和密度计的分辨力。分别对分辨力为0.01和0.001的漫透射视觉密度计, 示值误差测量结果的扩展不确定度进行了评定, 同时, 给出了测量结果不确定度报告的表述形式。
关键词：漫透射,视觉密度,不确定度
参考文献
[1]唐敏然, 何欣.漫透射视觉密度计示值误差的测量结果不确定度评定[J].计量与测试技术, 2006 (03) .
[2]熊利民, 陈锐, 薛丰.漫透射视觉密度基准中光路调试的数值计算[J].现代计量测试, 2001 (03) .
[3]权小菁.漫透射视觉密度计示值误差测量结果的扩展不确定度[J].工业计量, 2002 (S1) .
扩展不确定度评定 篇2
专业论文
测量不确定度评定的简化应用
测量不确定度评定的简化应用
摘要：测量不确定度评定是计量专业实验数据处理中的一项重要内容，但由于应用频率低，要求高，因此一直是基层计量人员业务能力薄弱所在。由于测量不确定度评定方法复杂流程繁琐，不易掌握，因此在评定工作中常出现原理性的错误。本文对如何正确评定测量不确定以及评定方法提出了自己的观点，同时指出了评定中的难点及其处理方法，同时用图表的方式表示了评定的流程，对测量不确定度的应用进行了简化。通过文章的介绍，希望能使更多的计量人员提升对测量不确定的认识，并在实际工作中正确熟练地使用不确定度评定的方法。
关键词：建标、不确定度，测量评定
中图分类号： P207+.2 文献标识码： A
1引言：
由于混淆了不确定度和误差的关系，使评定出来的不确定度结果与真实值相差过大，不能正确的对测量仪器做符合性判定。评定的过程中引入过多的影响较小的不确定度分量，评定流程不明确让整个评定过程变得复杂。
概述：
我国JJF-1999规范《测量不确定度评定和表示》和国际规范《测量不确定度表示指南》中，对“测量不确定度”做出如下定义：表征合理地赋予被测量之值的分散性，与测量结果相关系的参数。是在统计状态下进行的测量，确定由随机误差引起的测量结果可能出现的区间。
测量不确定度评定应用的范围很广，对于不同的领域，测量不确定度评定的原理和步骤是相同的。图1是用流程图的方式表示测量不确定度评定步骤。
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文章通过对数字多用表误差的不确定进行评定，以实例的方式对不确定度评定中的难点进行了分析和解释。
图1
测量不确定度来源分析
在对不确定度分析与评定时，明确不确定度来源，才能有效减少测量不确定度的分量，简化不确定度测量的工作程序，提高不确定度测量的工作效率。在数字多用表不确定度评定中，不确定来源主要考虑几个方面：
被测装置测量重复性引入的标准不确定度；
标准表的示值最大允许误差引入的标准不确定度；
标准表的校准引入的标准不确定度；
被测直流电压表（装置）分辨力引入的标准不确定度；
2.1 建立数学模型
为了提高不确定度测量的准确性，要建立相适应的评定模型，利用模型公式计算来减少测量不确定度的分量，提高合成标准不确定度的科学性和准确性。
通常建标技术报告中的数学模型就是检定规程中的误差计算公式，根据所评定内容将各种不确定度分量带入公式中。评定数字多用表不确定度,采用的数学模型为:
△V=Vx-VN
式中：Vx----被测装置的示值；
VN----直流标准电压表的示值；
△V---数表误差。
2.2各输入量的标准不确定度的评定
不确定度通常由多个分量组成，对每一分量都要求评定标准不确定度。评定方法分为A、B两大类。A类标准不确定度评定是用对观
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测列进行统计分析的方法，实现标准偏差表征。B类标准不确定度评定则用不同于A类的其他方法求的，以估计的标准偏差表示。各标准不确定度分量的合成称为合成标准不确定度。
2.4不确定度的A类评定：
标准不确定度的A类评定是对一个被测量在重复性条件下重复测量了n次（n≥10），得到n个观测结果 ,根据贝塞尔公式s(x)=，求的标准偏差。如果观测列数据出现一些明显偏离正常值的数据时，可依据拉依达准则剔除。
在重复性条件下对数字多用表150V测点重复测量十次，根据贝塞尔公式求的标准偏差，s(x)==8.60×10-4
自由度x=18
2.5不确定度B类评定：
B类不确定度是根据经验和资料及假设的概率分布估计的标准偏差表征，含有主观鉴别的成分。一般情况下取均匀分布，其标准偏差估算公式：
σ(x)=ɑ/√3…公式1
通过说明书等资料查的数表的固有指标，根据公式1求的数表各不确定度分量
3合成标准不确定度的计算
合成标准不确定UC用标准偏差给出，按《JJF1001》定义：当测量结果是由若干个其他量的值求得时，按其他各量的方差和协方差算得标准不确定度。当测量结果的标准不确定度由若干标准不确定度分量构成时，按方和根得到的标准不确定度。
得到各个标准不确定分量Ui后，需要将各个分量合成得到被测量的合成标准不确定度UC。
各不确定度分量汇总及相对扩展不确定度计算电子表格
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合成前必须确保所有的不确定度分量均用标准不确定度表示，如果存在其他形式表示的分量，则必须将其换算成标准不确定度。
在进行测量不确定度评定时应尽可能避免各分量之间的相关性或者减弱相关性产生的作用。
合成标准不确定度uc的计算
检定装置检定/校准直流电压表的合成标准不确定度各输入量估计值彼此不相关，合成标准不确定度＝0.00105V 自由度的确定
各输入分量合成后的自由度称为有效自由度νeff，可按韦尔其一萨特思韦特公式计算:
…公式2
前面我们已经求出每一个输人分量的自由度νi，根据公式2求的eff =33.00
5扩展不确定度的合成
扩展不确定度是确定测量结果区间的量，合理赋予被测量之值分布的大部分可望含于此区间。扩展不确定度是由合成标准不确定度的倍数表示的测量不确定度。通常用符号U表示：
U = k(95)UC,-----------（6）
是合成标准不确定
k 是包含因子，这里 k值一般为2，有时为3。取决于被测量的重要性、效益和风险。扩展不确定度是测量结果的取值区间的半宽度，可期望该区间包含了被测量之值分布的大部分。而测量结果的取值区间在被测量值概率分布中所包含的百分数，被称为该区间的置信概率、置信水准或置信水平，用 表示。这时扩展不确定度用符号表示，它给出了区间能包含被测量的可能值的大部分（比如95%或99%）。
扩展不确定度的评定
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检定装置检定/校准交流电压表的扩展不确定度的评定
取置信概率p=95%，由=33，查《JJF1059一1999》附录A即可得到对应于扩展不确定度的包含因子k(95)=2.03
U95=k95×uc=0.0021（V）
不确定度报告
检定0.05级直流电压表(装置)150V点示值误差测量结果的扩展不确定度为：U95=0.0021V , eff=33。相对扩展不确定度为：U95rel =0.0014%，eff=33。结论：
本文以实例的方式解决了基层计量人员计量不确定度评定时出现的原理性错误。通过本文能正确掌握A、B类评定的区别，能快速熟悉整个不确定度评定流程以及注意事项，在实际工作中准确地运用测量不确定度来促进计量检定工作的分析与评定。
参考文献：
[1] 葛琳，数字多用表不确定度评定方法探析《青海电力》 2006.9
[2] 刘天怀，自由度估算若干问题探讨《中国计量》 2001.9
[3] 李维明，测量不确定度自由度的评定方法及一般取值范围的探讨《Industrial Measurement》2007
[4]沈渭奎、余建平、杨华，测量不确定度在计量检定中的简化应用《中国计量》2012.3
[5] 江继延、郭海生、孙朝斌，数字电感测量仪现场测量不确度来源分析 2012.2
扩展不确定度评定 篇3
1.概述
1.1 测量依据
JJF 1259-2010《医用注射泵和输液泵校准规范》。
1.2 测量环境
温度T=（20±5）℃；相对湿度RH（%）≤80%；大气压力P=（96±10）kPa。
1.3 测量标准
Fluke Biomedical IDA-5 Infusion Device Analyzer。
1.4 被测对象
单道微量注射泵WZ-50C6。
1.5 测量方法
随即抽取一台单道微量注射泵WZ-50C6，在规定环境要求下进行测量。选取5ml/h，50ml/h和500ml/h三个速率测量点分别测量三次，计算平均值、相对误差、重复性误差。根据计算值进行不确定度的评定。
2.数学建模
........................ （1）
........................ （2）
式中：——检测仪第i流量点n次测量值的算术平均值，ml/h；
——检测仪第i流量点第j次的测量值，ml/h；
n——第i流量点的测量次数；
——注射泵第i流量点流量的基本误差；
Qi——注射泵第i流量点流量设定值，ml/h；
3.标准不确定度评定
3.1 标准不确定度来源
由于采用直接测量法，故主要测量不确定度来源有：被测注射泵WZ-50C6流量输出重复性引入的不确定度分量；检测仪Fluke IDA-5的准确度和分辨率引入的不确定度分量。
3.2 A类不确定度评定
被测注射泵流量输出重复性引入的不确定度，可以通过连续测量得到的测量序列，用A类方法进行评定。在三个流量点，分别作三次重复性测量；
3.3 B类不确定度评定
检测仪的准确度引入的不确定度和检测仪分辨率引入的不确定度分量，用B类方法进行评定。
（1）注射泵检测仪的准确度引入的不确定度分量u2评定：
检测仪Fluke IDA-5产品说明中，容积超过20ml且流速为16-200ml/h时，为读数±1%；容积超过10ml时，为读数的±2%，引入标准不确定度为：
............................... （5）
式中：a——区间半宽
k——包含因子，在区间属于均匀分布，取k=
检测仪的准确度引入的不确定度分量u2，见表2；
表2 检测仪的准确度引入的不确定度分量
测量范围
（ml/h）流量设定值
（ml/h）最大误差
（ml/h）区间
半宽a分布不确定度
分量u2
5-19.95±0.100.10均匀0.058
20-20050±0.500.50均匀0.289
201-1000500±10.0010.00均匀5.774
（2）注射泵检测仪的分辨率引入的不确定度分量u3评定：
检测仪Fluke IDA产品说明中，给出的分辨率为0.01ml/h，引入标准不确定度为：见式（5）
检测仪的分辨率引入的不确定度分量u3，见表3；
表3 检测仪的分辨率引入的不确定度分量
测量范围
（ml/h）流量设定值
（ml/h）分辨率
（ml/h）区间
半宽a分布不确定度
分量u3
5-19.950.010.005均匀0.003
20-200500.010.005均匀0.003
201-10005000.010.005均匀0.003
4、合成不确定度和扩展不确定度的评定
根据式（2），灵敏系数C1=1，C2=-1；且标准不确定度分量相互独立，所以合成不确定度为：而扩展不确定度为：取包含因子k=2最终，三次流量点合成不确定度和扩展不确定度评定.
导体电阻测量不确定度评定 篇4
导体电阻测试是通过直流电阻电桥、通用导体电阻夹具以及一些辅助工具进行测量的。
首先,把直流电阻电桥和通用导体电阻夹具进行连线。直流电阻电桥的C1、C2电流端连接通用导体电阻夹具的两端外部接口,直流电阻电桥的P1、P2电位端连接通用导体电阻夹具的两端内部接口。(连接图如图1所示)
第二、把测量的样品(长100mm)夹在通用导体电阻夹具上(如图1所示)。
第三、调节好直流电阻电桥的初始设置,将倍率盘和测量自始点至终点来回旋转数次,使开关接触良好。
第四、调节测量盘进行测试,记录测量结果。
2 数学模型
导体电阻测量依据的公式为:
r——被测导体电阻值
R——测量盘指示值
R’——为夹具连接线导体电阻值0.025×10-3(Ω)
3 方差和传播系数
由于所测被测量可以由表头直接读取,故导体电阻的不确定度即为表头示值的不确定度:
本例以截面面积为185mm2的铝导体为例,取样长度为300mm(铝导体电阻标准值:0.164Ω/1km,即0.492Ω/3km)
4 标准不确定度一览表(表1)
5 标准不确定度的A类评定
实验中被测导体电阻在4个不同温度和左右电流方向的条件下共测量80次,共8组,每组10个数据,记录数据如表2:
被测物规格:铝导体,截面面积:185mm2,被测长度为300mm(导体电阻标准值:0.164Ω/km)
用合并样本标准差(sp)对数据进行分析。
合并样本标准差也称组合实验标准差,其二次方Sp2,称为合并样本方差或组合方差。
合并样本标准差用于对同一个被测量进行多组重复测量的情况(每组测量n次,共m组)。合并样本标准差sp(x)的计算公式为:
n=10(每组测量10次)
m=8(有8组数据)
Xij为每组的详细某一数据,Xj为每组的平均值。
通过上表数据和上述公式,可算出
可算出相对标准不确定度:
注:0.025×10-3为夹具连接线内阻。
6 标准不确定度的B类评定
⑴QJ57型直流电阻电桥校准误差引起的不确定度分量U2
根据检定证书,当比值示值为0.001(即10-3档时),比值实际值为0.000999,均匀分布,估计相对不确定度为10%。
⑵WMSS-02C数字温湿仪校准误差引起的不确定度分量U3
根据检定证书,此仪器的温度扩展不确定度为±0.6℃,均匀分布,其温度不确定度为估计相对不确定度为50%。
7 合成标准不确定度
由于各不确定度分量互相独立不相关,则合成相对标准不确定度
8 有效自由度计算
9 计算扩展不确定度
取置信水平p=95%,包含因子k=2,故相对扩展不确定度为:
1 0 不确定度的最后报告
扩展不确定度评定 篇5
根据国家轻型车污染物排放标准和测量不确定度评定规范,依照不同来源的影响因素,对工况法排放的试验结果进行测量不确定度的评定和分析.
作 者：包鸿 顾宇庆 李欲晓 BAO Hong GU Yu-qing LI Yu-xiao 作者单位：泛亚汽车技术中心,上海,06 刊 名：现代测量与实验室管理 英文刊名：ADVANCED MEASUREMENT AND LABORATORY MANAGEMENT 年，卷(期)： 17(4) 分类号：X-652 关键词：排放试验 不确定度 评定
扩展不确定度评定 篇6
【关键词】不确定度；压力变送器
1.研究不确定度的意义
不确定度在本质上是由于测量技术水平、人类认识能力所限造成的。同时它也是判定基准标准精度、检测水平高低以及测量质量的一个重要依据。在ISO/IEC导则25“校准实验室与测试实验室能力的通用要求”中指明，校准实验室的每份证书或报告必须包含有关校准或测试结果不确定度的说明。不确定度如果评定过大，会使用户认为现有的测量水平不能满足需要而去购买更加昂贵的仪器，导致不必要的投资，造成浪费，或对检定实验室的服务工作产生干扰；不确定度评定过小，会因要求过于严格对产品质量、生产加工造成危害，使企业蒙受经济损失。所以测量不确定度必须正确评定。
2.不确定度的定义
测量不确定度的定义为：与测量结果相联系参数，表征合理地赋予被测量量值的分散性。由于测试技术的不完善，人类认识能力所限，被测量的“真值”是不可知的，在实际工作中能得到的仅是“合理赋予被测量的值”，且不止一个，可以是多个。这些值的分散性就是不确定度。它表示出测量结果的范围，被测量的真值以一定的概率落于其中。
3.概述
本文使用两台压阻式压力变送器对冲击压力同时进行测定，并对测量结果进行不确定度评定。
3.1测量依据：JJG624-2005动态压力传感器检定规程。
3.2测量环境：温度：20℃，相对湿度：67% 。
3.3测量方法：使用两台压阻式压力变送器直接读取冲击压力值，并对两个值取平均。
4.数学模型
压力变送器示值的数学模型为：k=k1/2+ k2/2。k——被测压力（MPa）；k1----压力变送器1示值（MPa）。k2----压力变送器2示值（MPa）。
5.标准不确定度分量评定
标准不确定度可以分为A类标准不确定度和B类标准不确定度，用对观测列的统计分析进行评定得出的标准不确定度称为A类标准不确定度，用不同于对观测列的统计分析来评定的标准不确定度称为B类标准不确定度。
5.1A类标准不确定度UA的评定。由压阻式压力变送器人为读数误差及压力稳定性引起的标准不确定度，在标准值0.46MPa下的10个数据如表1。其中测试值1为压阻式压力变送器1的值，测试值2为压阻式压力变送器2的值。测试数据及标准偏差如表1。
表1
次数测试值1
（MPa）测试值2
（MPa）
10.4610.457
20.4680.462
30.4630.464
40.4670.459
50.4660.456
60.4630.461
70.4670.463
80.4580.462
90.4620.457
100.4640.459
标准偏差0.003140.00279
标准偏差根据公式求得：
xi----每次实际测试值，----平均值，νA为自由度。
5.2B类标准不确定度UB的评定。此类不确定度由压阻式压力变送器自身误差引入的不确定度。通过变送器自校证书得到精度等级为0.5级，固极限误差为±0.5%，均匀分布，估计其可靠性10%。
所以变送器自身不确定度UB=0.29%，自由度VB为50。
6.标准不确定度分量一览
表2
标准不确定度分量不确定度
的来源标准不
确定度灵敏
系数灵敏系数修正后的不确定度自由度vi
1（MPa）2（MPa） 1（MPa）2（MPa）
UA测量重复性0.003140.00279 10.003140.002799
UB测试仪
自身误差0.00290.0029 10.00290.002950
7.合成标准不确定度评定
输入量彼此独立不相关，且两台压阻式压力变送器彼此独立不相关，所以合成标准不确定度可用下式得到：压阻式压力变送器1：=0.00427=0.427% MPa。压阻式压力变送器2：=0.00402=0.402% MPa。被测压力：=0.00293=0.293% MPa
8.有效自由度计算
由有效自由度计算公式：压阻式压力变送器1：Veff1=27。压阻式压力变送器2：Veff2=32。被测压力：Veff=58。
9.计算扩展不确定度评定
取p=95%，Veff1=27，查t分布表得KP=2.052，则扩展不确定度按照公式：UP=KPUC，得到压阻式压力变送器1：U1=0.876%MPa；取p=95%，Veff2=32，查t分布表得KP=2.036，则扩展不確定度按照公式：UP=KPUC，得到压阻式压力变送器2：U2=0.818%MPa。取p=95%，Veff2=58，查t分布表得KP=2.001，则扩展不确定度按照公式：UP=KPUC，得到被测压力：U=0.586% MPa。
10.不确定度最后报告
压阻式压力变送器1：U1=0.876% MPa，P=95%，veff1=27，KP =2.052；压阻式压力变送器2：U2=0.818% MPa，P=95%，veff2=32，KP=2.036。被测压力：U=0.586% MPa，P=95%，veff2=58，KP=2.001。
11.结论
本文完整的对压阻式压力变送器测量冲击压力进行了不确定度评定，从数据中可以看出，对两台压阻式压力变送器的值取平均后所得的不确定度比单台压阻式压力变送器直接测量的不确定度要低不少。
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工作场所噪声测量不确定度评定 篇7
1 材料与方法
1.1 测量方法
噪声测量方法应依据《GBZ/T189.8-2007》[2]中工作场所物理因素测量第八部分:噪声所规定的方法及测量条件。
1.2 测量仪器
本次噪声测量的不确定度评定采用的噪声仪器是HS6288B型噪声频谱分析仪。具有A计权, “S (慢) ”档。校准所用仪器是声校准器, 型号为HS6020。测量仪器和校准仪器定期检定合格, 并在有效使用期限内使用:每次测量前后进行声学校准, 测量时传声器加防风罩。
1.3 数学模型
根据等效声级的计算公式可以建立如下数学模型:
合成不确定度的计算公式:
式中:uc (x) —噪声测量的合成标准不确定度;ua (x) —噪声测量A类标准不确定度分量;ub (x) —噪声测量B类标准不确定度分量。
1.4 噪声测量的不确定度来源分析
(1) 单次测量值的不确定度ua1 (x) ; (2) 重复性不确定度ua2 (x) ; (3) 声级计引入的不确定度ub1 (x) ; (4) 校准声源的不确定度ub2 (x) ; (5) 仪器标准漂移引入的不确定度ub3 (x) 。
2 不确定度评定实例
以声级计经校准器校准后, 对某太阳能电池生产线某点作10次独立重复测量, 采样间隔时间为3 s, 10 min等效声级测量值见表1。
2.1 A类不确定度ua (x) 计算
2.1.1 单次测量标准偏差最大值为3.5, 采样间隔时间为3 s, 10 min样本数为200。
2.1.2 测量结果的重复性不确定度分量计算:
A类标准不确定度ua (x) 计算
2.2 B类不确定度ub (x) 评定
2.2.1 声级计引入的不确定度ub1 (x)
声级计说明书表明, 在40~130 d B (A) 范围内, 仪器的准确度为0.2级, 检定证书提供的扩展不确定度为0.2 d B (A) , 包含因子k=2, ub1 (x) =0.2/2=0.1 d B (A) 。
2.2.2 校准声源的不确定度ub2 (x)
测量前使用HS6020型声级校准器 (2级) 校准, 检定证书给出的不确定度为0.7 d B (A) , 按均匀分布原则:
2.2.3 仪器标准漂移引入的不确定度ub3 (x)
根据我中心长期使用该仪器的经验, 其标准漂移小于0.2d B (A) , 按极限值计算, 属均匀分布
B类标准不确定度ub (x) 计算
2.3 合成不确定度
2.4 合成扩展不确定度u95计算
2.5 测量结果表示
3 讨论
本报告分析的太阳能生产线机械噪声为连续稳态噪声, 可以计算出各工作岗位的连续等效声级扩展不确定度。职业卫生现场检测中噪声测定的目的是检测工作人员在作业过程中接触噪声的强度是否符合职业卫生接触限值的要求, 也就是要明确作业场所的噪声防护措施是否达到法定要求[3,4,5]。经调查表明, 方向偏差和重复测量是不确定度的主要来源, 对于一个测量方法的不确定度评定, 应根据测量过程中的实际情况尽可能地包括所有不确定度分量, 但也要防止对不确定度分量的重复计算[6,7,8,9]。因此, 在现场监测前应做好现场调查工作, 尽量细化工种的分组, 才能更好地保证检测结果的精度。
参考文献
[1]JJF 1059-1999.测量不确定度评定与表示[S].
[2]GBZ/T 189.8-2007.工作场所物理因素测量第八部分噪声[S].
[3]邱泓, 车望军, 张浩, 等.电焊工噪声测定不确定度评定[J].职业与健康, 2010, 26 (13) :1463-1464.
[4]潘伟清, 杨文光.环境噪声测量中不确定度的评定[J].广东化工, 2011, 38 (219) :261-262.
[5]彭凯.厂界噪声不确定度的评定[J].环境研究与监测, 2011, 24 (9) :18-19.
[6]王成敏, 马丽, 孙佳.厂界噪声的测量不确定度评定[J].科技视界, 2012 (18) :261-262.
[7]王桂荣, 张伟薇.水泥厂厂界噪声监测结果的不确定度评定[J].北方环境, 2012, 27 (5) :227-228.
[8]范家林.噪声测定不确定度评定方法探讨[J].江苏预防医学, 2003, 14 (2) :47-48.
钢卷尺测量结果不确定度评定 篇8
1 概述
1.1 测量方法
依据JJG4-1999《钢卷尺》检定规程。
1.2 环境条件
温度 (20±5) ℃ (1级) , (20±8) ℃ (2级)
1.3 测量标准
标准钢卷尺。1级标准钢卷尺最大允许示值误差为± (0.02+0.02L) mm。
1.4 被测对象
钢卷尺。
2 数学模型
式中:△L—被检钢卷尺的示值误差;
△e—0~5m段钢卷尺在标准钢卷尺所对应的偏差读数值。
3 标准不确定度一览表
当L=5m时,
当L=100m时,
4 输入量的标准不确定度的评定
4.1 测量重复性引起的标准不确定度分量u (△e1) 的评定
现对一支5m的钢卷尺进行检测, 在重复性条件下连续测量10次, 得到一组测量列为 (单位:mm) :5000.3、5000.35、5000.3、5000.3、
4.2 校准钢卷尺时人眼分辨率引起的不确定度分量u (△e2) 的评定 (采用B类方法进行评定)
由于每次测量人眼分辨率a大致为0.1mm, 包含因子k为 由于一次测量带有两次人眼分辨误差, 故:
4.3 标准钢卷尺示值误差引起的不确定度分量的评定 (采用B类方法进行评定)
根据JJG741-1991《标准钢卷尺检定规程》, 1级标准钢卷尺最大允许误差为± (0.02+0.02L) mm, 半宽a为± (0.02+0.02L) mm, 认为其服从正态分布, 包含因子k为3, 则L以5m代入:
4.4 两者线膨胀系数不同, 当温度偏离标准温度20℃时引起的标准不确定度分量u (△e4) 的评定 (采用B类方法进行评定)
钢卷尺的线膨胀系数为 (11.5±1) ×10-6/℃, 而标准钢卷尺的线膨胀系数为 (10.8±1) ×10-6/℃, 两者线膨胀系数中心值之差△a=0.7×10-6/℃, △t在a半宽为2℃范围内服从均匀分布, 包含因子k为 L以5m代入, 得:
4.5
被校准钢卷尺和钢卷尺线膨胀系数都存在不确定度, 当温度偏离标准温度20℃时引起的标准不确定度分量u (△e5) 的评定 (采用B类方法进行评定)
由于钢卷尺的线膨胀系数和标准钢卷尺的线膨胀系数在 (11.5±1) ×10-6/℃和 (10.8±1) ×10-6/℃的范围内等概率分布, 两者膨胀系数之差△a应在 (0.7±2) ×10-6/℃范围内服从三角分布, 该三角分布半宽为2×10-6/℃, 包含因子k取 L以5m代入, △t以2℃代入, 得:
4.6 标准钢卷尺和被校准钢卷尺温度差引起的标准不确定度分量的评定 (采用B类方法进行评定)
原则上要求标准钢卷尺和被校准钢卷尺温度达到平衡后进行测量, 但实际测量时, 两者有一定温度差△t存在, 假定a在±0.1℃范围内等概率分布, 则该分布半宽为0.1℃, 包含因子k为 L以5m代入, 以11.5×10-6/℃代入得标准不确定度分量u (△e6) 为:
4.7 输入量的标准不确定度的计算
5 合成标准不确定度的评定
5.1 灵敏系数
数学模型△L=△e
灵敏系数c=鄣△L=鄣△e=1
5.2 合成标准不确定度的计算
合成标准不确定度可按下式得:
由于被校准钢卷尺规格不同, 当长度大于5m时, 应分段测量, 如100mm钢卷尺, 则应分20段进行检定, 此时,
6 扩展不确定度的评定
当L=5m时, U=2×uc (△e) =2×0.064≈0.1mm
当L=100m时, U=2×u (△e) =2×0.99≈2.0mm
7 对使用钢卷尺检定装置校准钢卷尺的测量不确定度评估
选择一台重复性很好的钢卷尺, 在重复条件下连续测量10次, 可得到单次实验标准差s=0.026μm。
7.1 标准不确定度汇总表
7.2 合成标准不确定度的计算
由于被校准钢卷尺规格不同, 当长度大于5m时, 应分段测量, 如100mm钢卷尺, 则应分20段进行检定, 此时,
以此类推可得下表4。
得到回归函数 (回归方程)
7.3 扩展不确定度
锅炉排放烟尘的测量不确定度评定 篇9
关键词：不确定度评定,烟尘,测量
1 监测方法
1.1 方法依据
依据GB/T 5468—1991《锅炉烟尘测试方法》和GB/T 16157—1996《固定污染源排气中颗粒物测定与气态污染物采样方法》对锅炉排放烟尘的测量不确定度进行评定。
1.2 设备信息
(1) 崂应3012H型自动烟尘 (气) 测试仪 (新08代) , 经检定合格。
(2) 梅特勒天平, 型号MS304S, 经检定合格。由说明书查得, 在0g≤m≤50g时, 最大允差为±0.5mg, 分辨力为0.1mg。
1.3 测量原理
按等速原则从烟道中抽取一定体积的含颗粒物烟气, 通过已知重量的滤筒, 烟气中的尘粒被捕集, 根据滤筒在采样前后的重量和采气体积, 计算颗粒物排放浓度。
1.4 操作步骤
首先将滤筒编号, 于烘箱中105~110℃条件下烘1h, 冷却至室温后称重, 复烘干至恒重。在工况负荷达到要求后, 在现场记录滤筒号, 进行仪器检漏, 测定管道尺寸、温度、含湿量、压力和采样的流速, 选取采样口后等速采样, 每个排气筒采3个平行样品。回实验室将滤筒按采样前条件于烘箱烘1h, 冷却至室温后称重, 复烘干至恒重。采样前后滤筒重量之差即为样品重量, 根据采样体积计算出样品的质量浓度。
2 数学模型
2.1 实测浓度计算公式
式中:C—实测质量浓度, mg/m3;△G—滤筒捕获颗粒物后增重, g;Vnd—流经滤筒抽气体积 (已换算成标态) , L;g1玻璃纤维滤筒前重;g2玻璃纤维滤筒后重。
2.2 排放浓度计算公式
A′=21%/ (21%-xo%) (4)
式中:C′—排放质量浓度, mg/m3;A′—过量空气系数;A—标准过量空气系数, 锅炉为1.8。
3 不确定度来源分析
由检测方法和数学模型分析可知, 锅炉烟尘排放浓度测量, 其不确定度的来源主要有以下几个方面。
(1) 采样体积测量引入的不确定度。
(2) 测量氧量引入的不确定度。
(3) 测量样品引入的不确定度:称量样品引入的不确定度;样品捕集效率引入的不确定度;滤筒失重引入的不确定度。
4 不确定度分量的评定
4.1 采样体积测量引入的不确定度
采样体积的不确定度来源于等速采样时等速吸引流速的不稳定性和仪器采样流速的误差。
仪器使用说明书给出的等速吸引流速 (5~45) m/s, 误差<±5%, 用B类方法评定, 按均匀分布考虑, 包含因子, 则引入的相对标准不确定度为:
仪器使用说明书给出的技术指标, 采样流量的最大允许误差≤±2.5%, 用B类方法评定, 按均匀分布考虑, 包含因子, 则引入的相对标准不确定度为:
上述两项合成得到体积测量的相对标准不确定度为:
4.2 测量氧量引入的不确定度
按锅炉烟尘测试方法的规定, 测定结果应经过合理过量空气系数折算的烟尘排放浓度表示并报出。所以, 测量过量空气系数也会产生一个不确定度分量。
仪器使用说明书给出的氧测量范围为0%~25%, 在测量范围内示值的最大允许误差≤±5%, 用B类方法评定, 按均匀分布考虑, 包含因子, 则引入的相对标准不确定度为:
4.3 测量样品引入的不确定度
4.3.1 称量样品引入的不确定度
称量样品引入的不确定度主要来自于以下方面。
(1) 测量的重复性, 可以通过多次独立重复测量, 采用A类方法评定求出。利用烟尘自动采样仪测试1台10蒸t/h锅炉为例, 该锅炉满负荷运行, 排气管直径为1.0m, 以动压等速平行采样方式按标准要求进行测试9次, 测试结果见表1。
由表1的数据, 计算单次排放浓度的标准差为:
9次测量平均值的标准不确定度为:
测量重复性平均值的相对标准不确定度为:
Urel (m1) =u (x) /=0.0137 (11)
(2) 天平不确定度。由天平说明书可知其不确定度为±0.5mg, 用B类方法评定, 按均匀分布考虑, 包含因子, 样品重14.1mg, 则引入的相对标准不确定度为:
(3) 天平分辨率。由天平说明书可知其不确定度为0.1mg, 用B类方法评定, 按均匀分布考虑, 包含因子, 样品重14.1mg, 则引入的相对标准不确定度为:
4.3.2 样品捕集效率引入的不确定度
玻璃纤维滤筒对0.5μm以上尘粒捕集率达99.9%以上, 用B类方法评定, 按均匀分布考虑, 包含因子, 则引入的相对标准不确定度为:
4.3.3 滤筒失重引入的不确定度
玻璃纤维滤筒在200℃下使用1h, 滤筒失重在2mg以下, 用B类方法评定, 按均匀分布考虑, 包含因子, 玻璃纤维滤筒重1000mg, 则引入的相对标准不确定度为:
玻璃滤筒要经2次称量, 故在称重时产生的合成相对标准不确定度为:
5 合成不确定度
相对标准不确定度各分量汇总见表2。
合成相对标准不确定度为:
合成标准不确定度为:
Uc (c) =urel (c) ×c=0.045×52=2.3mg/m3 (18)
6 扩展不确定度及测定结果表示
取包含因子k=2 (近95%置信概率) , 则
U=2.3mg/m3×2=4.6mg/m3 (19)
测量结果表示为: (52±4.6mg/m3) 。
7 结语
本实验室按照国家标准分析方法测定锅炉排放烟尘, 测量结果的扩展不确定度为4.6mg/m3 (k=2) 。
在锅炉排放烟尘测定过程中体积引入的不确定度分量在各不确定度分量中贡献最大, 是影响不确定度的主要因素。在烟尘排放浓度测量过程中, 严格控制掌握锅炉工况, 照标准测试方法控制各项实验环节, 尽可能地减少抽气体积的不确定度。此外, 氧量和测量重复性引入的不确定度分量也不容忽视, 因此, 烟尘测试仪应按国家规定进行年检, 平时加强对仪器的维护和保养, 适时对仪器性能进行期间核查。
参考文献
[1]中国合格评定国家认可委员会.CNAS-GL06:2006化学分析中不确定度的评估指南[R].北京:中国合格评定国家认可委员会, 2006.
[2]国家技术监督局.GB 5468-1991锅炉烟尘测试方法[S].北京:国家技术监督局, 1991
[3]国家质量监督检验检疫总局.JJF1059.1-2012测量不确定度评定与表示[S].北京:国家质量监督检验检疫总局, 2012.
[4]全国认证认可标准化技术委员会.GB/T27411-2012检验实验室中常用不确定度评定方法与表示[S].北京:全国认证认可标准化技术委员会, 2012.
电线电缆绝缘厚度不确定度评定 篇10
1 样品的制备
试验所采用的样品型号为227 IEC 01 (BV) 450/750V 1×2.5, 在成品电缆上截取100 mm长的样品段共三段, 每两段之间间隔一米以上, 从绝缘层上去除所有护层, 抽出导体, 注意不要损坏绝缘层或使其变形, 每一试件由一绝缘薄片组成, 应用适当的工具 (锋利的刀片如剃刀刀片等) 沿着与导体轴线相垂直的平面切取薄片, 每个样品从三段上各切取一薄片。
2 试验设备
JT20数字投影仪, 精度:0.005 mm。
3 试验方法
将薄片置于投影仪的工作面上, 切割面与光轴垂直, 每一薄片从最薄点开始测量, 旋转60°后再测量, 共6点, 三薄片共计18个点, 取平均值。
4 试验数据
共做了12组数据, 其中10组为实验室环境下测得的数据 (见表1) , 其他两组分别为浸水24 h后测得数据和35℃平衡24 h后数据 (见表2) 。
从表中看出, 浸水24 h后和35℃平衡24 h后数据与实验室环境下数据接近, 故在实际测量中温度和湿度的因素不考虑, 仅考虑设备本身的误差和重复测量。
5 结果与分析
5.1 不确定度的A类评定
从表1得出在实验室环境下10次重复测量测得数据 (见表3) 。
平均值:
平均值的实验标准差:
5.2 不确定度的B类评定
根据JJF1093-2002投影仪校准规范中给出的最大允许误差 (MPE) :
式中:L为相应的测量段尺寸
5.3 合成标准不确定度
5.4 扩展不确定度
取包含因子k=2, 置信水平约为95%。
扩展不确定度评定 篇11
关键词：不确定度；标准偏差；硬度测量
1 概述
测量对象：选择材质为45钢的钢板；
检测设备：TH300自动数显洛氏硬度计；
检测环境：室温为23.5℃，相对湿度为55%；
检测过程：按照GB/T 230.1 - 2009《金属材料 洛氏硬度试验 试验方法》的相关要求，先用硬度水平为48.2HRC的标准硬度块检测硬度计，在硬度块上选择5点测定其洛氏硬度值，当硬度计正常运行后，再测定试样的洛氏硬度，测定5点硬度值。
2 数学模型和不确定度分项的评定
2.1 测量标准物质时硬度试验机的不确定度
2.1.1 在整个试验面上，使用标准硬度块均匀分布地压出5个相应的压痕，分别测定其硬度值，试验结果如下表所示：
[＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&][测量次数
硬度HRC][1
48.2][2
47.9][3
48.1][4
48.1][5
48.0][平均值（[H] ）
48.06]
2.1.2 单次试验标准偏差
评定选择A类方法
在评定过程中，按照JJF1059—2012推荐的极差法进行计算，相应的计算公式如下所示：
SH=
其中：
R为测量结果中的最大值与最小值之差；
C为极差系数（当n=5时极差系数C=2.33）。
将R=48.2-47.9=0.3HRC、C=2.33代入上述公式，
计算结果为：SH==0.1288 HRC
2.1.3 测量标准物质时硬度试验机的不确定度
对标准物质进行测量时，硬度实验机的不确定度选择5次测量值的平均值，为u[H] ===0.0576。
2.2 试样测量重复性的标准不确定度ux
2.2.1 测量试样的硬度平均值（[x] ）
[＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&][测量次数
硬度HRC][1
50.0][2
50.2][3
50.3][4
49.9][5
50.2][平均值（）
50.12]
2.2.2 測量试样的标准偏差
在测量试样的过程中，采用极差法对测量结果的标准偏差进行处理，当n=5时，极差系数C=为2.33，将R=0.40HRC带入下列公式为
Sx===0.1717
2.2.3 评定试样测量重复性标准不确定度
对单次测量标准的不确定度进行评定：
ux=Sx=0.1717
2.3 评定标准硬度块的标准不确定度uCRM
根据GB/T 230.3-2012规定， 将rrel定为1.0%、HCMR=48.2HRC
带入下列公式：uCRM=
整理uCRM=0.1703。
2.4 评定标准不确定度uE
在硬度计误差允许的情况下，按照GB/ 230.2-2012的相关要求，洛氏硬度的允许误差Erel为1.5HRC
那么标准不确定度uE===0.8661。
2.5 评定压痕测量分辨力的标准不确定度ums
在测量过程中，测量装置的测压痕分辨率为δms=0.1HRC。
其标准不确定度ums===0.0287。
3 评定合成标准不确定度
3.1 灵敏系数
通过上述分析，汇总各标准不确定度分项，如下表所示：
标准不确定度分量汇总表
[＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&][序号
1
2
3
4
5][不确定度来源
试样重复测量
洛氏硬度计
标准硬度块
最大误差
压痕测量系统分辨力][不确定度分项
ux
u
uCRM
uE
ums][标准不确定度
0.1717
0.0576
0.1703
0.8661
0.0287][H]
3.2 计算合成标准不确定度uc
在计算合成标准不确定度时，将输入量看成彼此相互独立的，同时按照下式对标准不确定度进行合成处理：
uc=
uc=
uc=0.90
4 评定扩展不确定度
置信概率P、包含因子k分别取95%和2，那么扩展不确定度U95为
U95=uc×k=0.90×2=1.80HRC
5 测量结果
X=（50.12±1.80）HRC
参考文献：
[1]GB/T8170-2008，数值修约规则与极限数值的表示和判定[S].
[2]GB/T230.1-2009，金属材料洛氏硬度试验第1部分：试验方法[S].
[3]GB/T230.2-2012，金属材料洛氏硬度试验第2部分：硬度计的检验和校准[S].
砝码分量校准及不确定度评定 篇12
1 依据和方法
一般情况下, 砝码进行一对多的质量量值传递多用于高准确度等级的砝码, 按照JJG99-2006《砝码》检定规程进行量值传递。例如, 现有计量标准器具为标称值1g的E1等级标准砝码, 被检仪器则为标称值1mg~500mg的E2等级砝码。检定实验室环境温度为20℃, 温度变化每4小时不超过1℃, 相对湿度不大于70%, 相对湿度变化每4小时不超过10%。
测量时按照砝码的标称值从大到小采用组合比较法:先将E1等级标准砝码 (1g) 放在质量比较仪称量盘中心位置, 读取数值I1, 然后取下该砝码, 将被测砝码组合 (组合值等于1g) 放在天平称量盘中心位置, 读取数值I2;下一步, 放上标称值500mg的被测砝码质量比较仪称量盘中心位置, 读取数值I3, 然后取下该砝码, 将被测砝码组合 (组合值等于500mg) 放在天平称量盘中心位置, 读取数值I4;以此类推……, 根据所建立的高斯方程组和高斯消元法算出被测砝码的折算质量。
2 数学模型
式中:mA—被测砝码的折算质量 (mg) ;mB—标准砝码的折算质量 (mg) ;VA—被测砝码的体积 (cm3) ;VB—标准砝码的体积 (cm3) ;LA—被测砝码的平衡位置;LB—标准砝码的平衡位置;mr—测量质量比较仪分度值的标准小砝码的折算质量 (mg) ;LBr—测量质量比较仪分度值加放Mr后的平衡位置;ρK—测量过程中实验室的实际空气密度 (mg/cm3) ;ρ1.2=1.2mg/cm3。
3 标准不确定度分量的评定
3.1 测量过程的标准不确定度uc
测量过程的标准不确定度us是一组测量结果的标准偏差, 对被测砝码测量十次作为一组, 取该组数据的标准偏差即为uc, 见表1。
3.2 标准砝码引入的不确定度ur
标准砝码的不确定度由上级部门测量该砝码给出的不确定度ur1和该标准砝码的质量不稳定性引起的不确定度ur2两部分组成。ur1可由标准砝码检定证书中的扩展不确定度U除以覆盖因子k (U/k) 得到, ur2是从经过多次检定之后标准砝码的质量变化中估计得到。1mg~20mg标准砝码的不确定度ur见表2。
3.3 空气浮力修正引入的不确定度uk
因测量过程中检定实验室环境条件完全符合规程的要求, 考虑到检定实验室地处平原, 海拔高度很小, 故不进行空气浮力修正, 毫克组砝码体积很小, 不必考虑空气浮力修正引入的不确定度uk。
3.4 衡量仪器引入的不确定度ub
此项评定主要包括天平的灵敏度, 鉴别力及偏载所带来的不确定度, 分别用us、ud、ue表示, 各个分量及ub见表3。
测量标称质量1-500mg砝码所用的UMT2型质量比较仪, 其性能指标如下:实际分度值d=0.1μg, 测量重复性ΔI=0.3μg。
各标准不确定度分析一览表见表4。
4 合成标准不确定度u
由公式 (2) 可以计算出该装置的合成标准不确定度u, 计算结果见表5。
5 扩展不确定度U
该检定过程的置信概率约为95%, 故取k=2, 被测砝码的扩展不确定度U=k×u=2u, 评定结果见表6。
6 结束语
对照JJG99-2006《砝码》检定规程的要求, 测量结果的扩展不确定度不得大于被检砝码的质量允许误差绝对值的三分之一, 查得标称值为1mg~500mg的E2等级砝码的质量允许误差 (MPE) :±0.006mg, 上面所评定的测量结果的扩展不确定度U=2μg, 即0.002mg, 则有U≤1/3|MPE|, 这也反证了该次测量结果的有效性。
参考文献
[1]JJG99-2006《砝码》检定规程。