合成标准不确定度（共7篇）
合成标准不确定度 篇1
(下转第65页)
格按操作规程操作实验, 减少实验结果的意外发生, 减少人为产生误差。
参考文献
[1]全国食品工业标准化技术委员会酿酒分技术委员会.GB15037-2006葡萄酒155066 1-29085[S].北京:中国标准出版社, 2007.
[2]全国法制计量管理计量技术委员会.JJF 1059.1-2012测量不确定度评定与表示155026 J-2755[S].北京:中国质检出版社, 2013.
[3]天津市食品卫生监督检验所, 辽宁省食品卫生监督检验所, 宁夏回族自治区卫生防疫站等.GB/T 5009.35-2003食品中合成着色剂的测定155066 1-20185[S].北京:中国标准出版社, 2004.
[4]全国流量容量计量技术委员会.JJG 196-2006常用玻璃量器检定规程155026-2220[S].北京:中国计量出版社.2007.
标准转速发生装置不确定度分析 篇2
(1) 测量依据:JJG105—2000《转速表检定规程》
(2) 环境条件:温度 (20±5) ℃, 相对湿度≤75%, 电压波动量≤10%。
(3) 测量标准:标准转速发生装置, 型号:SZJ-5A, 上海转速表厂
(4) 被测对象:0.1级手持数字式转速表, 型号:DM6234P, 深圳胜利仪器公司
(5) 测量过程:在规定的环境条件下, 首先将转速标准装置预热半个小时, 然后将转速标准装置设置在相应的转速值, 最后调整好转速表与转速标准装置转轴的间距, 并确认转速表能正常接收信号, 等转速表的示值稳定后读取并记录, 每个测量点重复测量10次。现取200r/min, 2000r/min, 20000r/min三个测量点为例进行分析。
1 标准转速发生装置不确定度的分析
1.1 数学模型
式中:Rm——转速表指示转速值
Rs——转速标准装置指示转速值
1.2 方差和灵敏系数
依据方程:
得
传播系数:
因而:
式中:u (R m) ——转速表指示转速值的不确定度分量
u (R s) ——转速标准装置指示转速值的不确定度分量
1.3 测量不确定度来源, 标准不确定度计算
(1) 转速表示值重复性引入的不确定度u (Rm1)
将转速标准装置设置检定点200r/min, 2000r/min, 20000r/min, 用手持式转速表分别进行十次独立重复测量, 测量结果如下:
由转速表重复性所引入的标准不确定度u (Rm1) 属A类评定, 用贝塞尔公式计算的单次测量实验标准差。
根据:
得单次测量的实验标准差:200r/min:s=0.07 (r/min)
2000r/min:s=0.70 (r/min)
20000r/min:s=1.51 (r/min)
实际测量时, 根据规程规定, 在重复条件下连续测量10次, 以10次测量的算术平均值作为测量结果, 其标准不确定度为:
自由度:ν (Rm1) =n-1=9
(2) 由转速表的量化误差引入的标准不确定度分量
当转速表r<1000r/min, 分辨力为d=0.1r/min, 其量化误差以均匀分别在半宽为0.05r/min的区间内;当r≥1000r/min, 分辨力为d=1r/min, 其量化误差以均匀分别在半宽为0.5r/min的区间内, 由此引入的标准不确定度服从均匀分布, 取k=3则:
(3) 转速表触发误差引入的标准不确定度分量u (Rm3) 和转速表晶振影响量引入的标准不确定度分量u (Rm4) 因小于1个数量级以上, 因此可以忽略。
(4) 由标准转速装置引入的标准不确定度分量u (R s)
标准转速装置由上级部门检定, 经过多年的检定结果给出的相对扩展不确定度为:
(20~300) r/min:相对扩展不确定度:3×10-4 (k=3)
(301~30000) r/min:相对扩展不确定度:1×10-4 (k=3)
标准转速装置引入的标准不确定度分量u (R s) :
1.4 标准不确定度一览表
1.5 合成标准不确定度
各分量标准确定度各自独立、互不相关, 可按下式合成相对标准不确定度:
得出:
1.6 有效自由度
依据各检定点的分量标准不确定度及合成相对标准不确定度, 按Welch-satterthwaite公式分别计算有效自由度。
得出:
1.7 扩展不确定度的评定
取置信概率p=95%, 按有效自由度查表计算得出扩展不确定度:
其相对扩展不确定度为:
1.8 测量结果不确定度的报告
2 检定或校准结果的验证
用型号:SZG-441编号:9606144手持数字转速表在5000r/min转速点上对转速标准装置进行检定:
平均值:5000.2 r/min
用型号:DM6234P编号:VC921937手持数字式转速表在5000r/min转速点上对转速标准装置进行检定
平均值:4999.8 r/min
以上本标准器相对扩展不确定度为:0.01%, 在5000r/min时, 扩展不确定度为0.5r/min, 则:
满足:, 因此测量不确定度得到验证。
摘要：文章论述标准转速发生装置不确定度的数学模型及校准结果验证等, 探讨了相关的评定及方法。
关键词：标准转速,发生装置,不确定度分析
参考文献
[1]JJG 105-2000, 转速表检定规程[S].
[2]JJG326-2006, 转速标准装置检定规程[S].
润滑油流量标准不确定度的验证 篇3
关键词：润滑油,流量标准,不确定度,比对,齿轮流量计
1 引言
为满足工业实际需要建立了可高低变温润滑油流量标准装置。本装置具有大变温范围, 准确度高, 量程宽, 自动化程度高等特点。此装置是对不同温度、粘度下流量计性能进行检定的测试系统, 其自身准确性和稳定性将直接影响相应工业系统流量状态的监测。为验证其性能开展此次试验比对。
2 装置简介
2.1 装置原理
本装置基本原理结构如图1所示。油液存储于油箱1内, 工作时在油泵2作用下被压入试验管路系统, 经变温系统3、指示流量计4、被检流量计5到达换向器6。换向器在未工作状态时, 油液直接回油箱, 换向器进入工作状态, 油液经换向器后进入称重箱7, 完成一次检定后, 打开电动放油阀8, 油液回油箱[1,2]。
2.2 装置设计性能指标
(1) 变温范围: (-35~150) ℃; (2) 温控精度:±1℃; (3) 流量范围: (0.1~80) m3/h; (4) 不确定度 (k=2) :0.05%
3 不确定度验证
3.1 验证依据及方法
本次测量不确定度的验证依据GJB/J2749-96《建立测量标准技术报告的编写要求》, 5.11节, 测量不确定度的验证[3]。
选用5.11.4比对法。即利用同级测量标准和被验证的测量标准检定同一台稳定性较好的传递标准或测量器具, 被验证的计量标准的测量结果ya与高一级标准的测量结果yb之差的绝对值, 应不大于, 即即应应满满足足:
3.2 比对对象
本流量标准装置建好以前, 国内建立航空润滑油流量标准的单位只有北京长城计量测试研究所, 且其所用介质与本装置相同, 所以选用北京长城计量测试研究所润滑油流量标准作为比对对象。
北京长城计量测试研究所滑油流量标准主要技术指标为:
标准型号:RHLB-120;
流量范围: (0.006-7.2) m3/h;
装置不确定度:0.05% (k=2) ;
工作温度:常温。
3.3 传递标准
GJB/J2749-96《建立测量标准技术报告的编写要求》中对传递标准或测量器具的描述是稳定性较好。比对过程传递标准的性能将会对比对结果产生重要影响。
流量计是流量测量的主要仪器, 流量标准装置主要用于流量计的性能检定, 流量标准装置之间的比对首选流量计作为传递标准。流量计种类较多, 原理各异, 同时计量特性也不尽相同, 甚至有较大差别, 常用的液体流量计有, 浮子流量计、涡轮流量计、质量流量计、齿轮流量计等。浮子流量计精度和稳定性都较差, 不适合做传递标准。涡轮流量计, 近年来技术改进较大, 重复性较好, 抗干扰能力强, 在国内外部分流量标准比对中已多次被应用, 但涡轮流量计性能受流体流动状态以及流体的粘度影响较大, 本装置介质4050航空润滑油粘度较大, 不易用涡轮流量计进行测量。质量流量计是近年发展最为迅速的流量计, 准确度非常高, 部分流量计宣称精度可达0.05%, 重复性, 稳定性好, 易于做传递标准, 但其体积大, 不利于运输, 价格非常高, 限制了其广泛应用。齿轮流量计也属于高精度流量计, 体积相对较小, 稳定性, 重复性好, 流量计量与流体状态无关, 适合做传递标准, 同时, 齿轮流量计适合高粘度介质, 并要求介质具有润滑功能[2,4]。
根据以上流量计特点分析, 此次比对用传递标准选用一台齿轮流量计。根据使用经验及比对实际需求选用一台VS2的直齿轮流量计。
此次比对在常温下进行, 比对范围选择 (3-80) L/min。
4 比对结果
经两台流量标准分别对传递标准进行检定, 结果列于表1。
根据上上表表数数据据, , 取取44点点中中差差别别最最大大的的数数据据进进行行比比对对, , 计计算算结结果果如下:
5 结束语
通过在现有条件下的试验验证, 证明润滑油流量标准装置在比对的流量范围内不确定度评定结果可靠。
参考文献
[l]苏彦勋, 梁国伟, 盛健.流量计量与测试 (第二版) [M].北京:中国计量出版社, 2007.
[2]国防科工委科技与质量司.力学计量下册[M].北京:原子能出版社.931-955.
[3]国防科学技术工业委员会.GJB/J2749-96建立测量标准技术报告的编写要求.1996.
合成标准不确定度 篇4
时间频率计量是计量测试领域非常重要的一个分支，尤其在测控、导航和雷达等领域发挥着至关重要的作用，时间频率测量的重要性越来越得到各级计量检定机构的重视，为实现量值溯源的准确、可靠，各级计量机构都在大力发展与之相适应的计量能力[1]。
随着我军装备的发展，装备的测试精度不断得到提高，新建立的各种测控设备如时统设备、GPS校准接收机和小型化铷钟与时间频率指标密切相关，现有的铷原子频率标准装置在准确度、稳定度等指标上与这些新型电子测量设备相近，已无法满足这些设备的计量检定工作。
为提高计量/校准实验室时间频率的计量检定能力，建立准确度和稳定度更高的铯原子频率标准，对完成高指标的高稳晶振、GPS接收机以及小型化铷钟的计量检定具有重要的意义。
1 系统硬件组成
计量系统由Datum 4040A型铯原子频率标准、P07C型频标比对器、SSl991型纳秒通用计数器、SS2901A型程控射频开关和主控计算机等组成，系统组成如图1所示。
频差倍增法是时间频率计量中最常用也最有效的方法[2]，时间频率的计量是非常精细的数值比对，采用频标比对器将标准频标和被测频率差值进行倍增放大，可大幅度提高测量的精度和分辨力[3]。
频标倍增法所测量的是标准频标与被测频率倍增后的差值，所测得的误差是经过每一级倍增后的误差Δf，频标倍增法包含了多级的倍频、混频。系数m选择10时，最后得到f0+mnΔf=f0+10nΔf，同时选用低噪声的元器件设计相应的滤波电路来消除倍增过程中产生的频率分量等杂波，二次放大整形法是非常有效的滤波办法，在频差倍增检测过程中，采用二次放大整形可以最大限度地减小触发误差对测试结果造成的影响，从而确保检测结果的准确、可靠。
频差倍增法的倍频、混频是多次的叠加，实现了对频率偏差多级放大的测量，与单次多倍的方法相比较，其测量精度得到了极大的保证[4,5,6]。
2 系统软件设计
2.1 主程序
主程序的编写主要是使用Microsoft Visual Basic 6.0完成的，在整个程序中，主程序起到的是数据中转作用，通过它可以将各项测试参数定位到各自的测试模块中去，而不会产生数据干扰。
2.2 测试模块
测试模块是直接完成检测项目的部件，它可以根据被测仪器的检测项目，进行检测初始化以及完成其他各项目的检测，将采集到的数据存储于各个测试项目的数组变量中，并与被测仪器说明书提供的仪器指标进行比较，判断该台被测仪器是否合格。
2.3 输出模块
输出模块式是实现数据转移的模块，它通过主程序从测试模块接收数据，并将接收的数据转换成证书、报告等模式。输出结果的内容包括：原始数据、测量结果和检定/测试证书。
2.4 故障诊断及系统维护模块
一款可靠的软件必须要具有良好的稳定性和可靠性，为提高软件的性能，分别设计了容错程序和故障诊断程序，通过冗余的手段来实现容错设计，通过信息冗余、时间冗余等方式不仅能够做到错误诊断，同时还能提示出错的原因。
3 系统不确定度评定
不确定度评定是铯原子频率标准建立的重要环节，各标准试验室由于采用的铯原子标准型号不同，对不确定的评定理解也不相同[7]。考虑到Datum 4040A型铯原子频率标准的实际情况，主要通过以下几个分量来完成该套标准的不确定度评定。
3.1 标准及配套仪器的不确定度分析
(1）上级测量标准测量不确定度影响引入的不确定度
(2）铯原子频率标准输出频率的不准引入的不确定度
(3）铯原子频率标准输出频率不稳引入的不确定度
(4）频标比对器引入的不确定度
对频标比对器而言，主要是该仪器自身不稳定引入的不确定度。由于该仪器分档输出，具体应用时应按实际情况分析。频标比对器各采样时间的稳定度见表1。
按最高档采样时间10 s分析：
(5）标准装置测频系统分辨力引入的不确定度
3.2 测量标准装置的重复性引入的不确定度
连续重复测量6组数据（见表2），计算出算术平均值的实验标准偏差及重复性引入的标准不确定度：
3.3 铯原子频率标准的合成标准不确定度
由于以上各项A类评定和B类评定各不相关，因此整套标准的合成不确定度：
3.4 铯原子频率标准扩展不确定度
由铯原子的合成标准不确定度可计算得出整套标准装置的扩展不确定度：
3.5 铯原子频率标准性能的验证
采用校准（检定）法对测量标准不确定度进行验证。即测量标准给出的y值与上级计量技术机构的校准（检定）结果y0值比较应满足：
FTS 4040A型铯频标的频率准确度值为2×10-12，中国航天科工集团第二研究院二0三所出具检定证书上的准确度值为5×10-13。对以上数据按式|y-y0|进行计算，计算结果小于U，符合要求，铯原子频率标准装置的不确定度得到验证。
4 结语
铯原子频率标准装置的建立充分考虑了系统硬件和软件的设计，并对整套标准的不确定度评定做了详细的介绍。标准建立以来，已完成了多套小型铷钟和GPS校准接收机的计量检定工作，通过与多家计量机构的技术能力比对，证明了该种建标方案具有广泛的应用前景。
摘要：在测控、导航、雷达等领域,为保证时间和频率的统一,需要对铷钟及设备内部的高稳晶振进行高精度频率测量。阐述了建立铯原子频率标准装置的系统方案,并依据规程JJG180-2002《电子测量仪器内石英晶体振荡器》及JJF1059-1999《测量不确定度评定与表示》,对建立的铯原子频率标准装置进行不确定度评定,确保了量值溯源的科学性、可靠性。
关键词：铯原子频标,高精度频率测量,高稳晶振,不确定度评定
参考文献
[1]李宗阳.时间频率计量[M].北京:中国原子能出版社,2002.
[2]阳丽.采用频差倍增法的高精度时域频率稳定度测量仪的研制[D].武汉:武汉理工大学,2012.
[3]王玉珍,才滢,付永杰.高精度无间隙时频测量技术的研究[J].电子测量与仪器学报,2009,23(1):70-74.
[4]付永杰,王玉珍.高精度频标比对及分析系统设计[J].电子测量技术,2009,32(1):67-69.
[5]左建生,董莲,陆福敏.时间频率远程校准系统的设计与实现[J].电子测量技术,2010,33(4):67-69.
[6]杜福鹏,阮滨.外场环境下频率测量系统的设计[J].电子测量技术,2012,35(2):89-91.
合成标准不确定度 篇5
计量标准的不确定度包括计量标准器及配套设备所引入的不确定度。计量标准的不确定度作为测量结果不确定度的一个分量,其数值要根据标准装置的组成和使用情况来具体分析和评定。
1 小角度检查仪标准装置测量依据
检定依据为JJG 103—2005电子水平仪和合像水平仪检定规程;检定环境条件为(20±2)℃,温度每小时变动不超过0.5℃;测量标准为TA48小角度检查仪;被测对象为NT L0494和NT L0748型电子水平仪测量系统。
2 小角度检查仪标准装置的构成及测量方法
本标准装置主要由小角度检查仪组成。检定时,将电子水平仪置于小角度检查仪横梁的工作台面上,旋转小角度检查仪的测微鼓轮,使之产生一定的角度,与被检电子水平仪产生的角度进行比较,从而得出被检电子水平仪的示值误差。
3 小角度检查仪标准装置的不确定度评定
3.1 小角度检查仪标准装置的不确定度评定的数学模型
式中,△为电子水平仪实际产生的角度;X为旋转小角度检查仪测微鼓轮前后产生的角度。
3.2 不确定度来源
不确定度来源主要是:小角度检查仪测微器读数鼓轮示值误差引入的标准不确定度分量和小角度检查仪对线误差引入的标准不确定度分量。
3.3 输入量的标准不确定度评定
1)小角度检查仪测微器读数鼓轮示值误差引入的标准不确定度分量u1。据小角度检查仪检定证书知其示值误差为0.5″,按均匀分布考虑,包含因子为,则
其相对不确定度估计为10%,则自由度为
2)小角度检查仪对线误差引入的标准不确定度分量u2。小角度检查仪的游标读数为0.1″,对线误差为±0.05″,该对线误差服从三角分布,包含因子为,则
其相对不确定度估计为25%,则自由度为
3.4 计算合成标准不确定度
由于上述各分量之间独立不相关,所以合成标准不确定度可按式(5)得出,即
得uc≈0.289 4″≈0.29″.
3.5 计算有效自由度
根据计算有效自由度公式
可得υeff≈50.90≈51.
3.6 确定扩展不确定度
取置信概率p=95%,υeff=51,查t分布表得到k95=t95(υeff)=2.01,则扩展不确定度为:U95=k95×uc=0.58″.
4 示值误差测量结果的不确定度评定
4.1 测量结果的不确定度来源
测量结果的不确定度来源是计量标准引入的标准不确定度分量和测量重复性引入的标准不确定度分量。
4.2 测量结果的不确定度分量评定
1)经评定,计量标准引入的标准不确定度分量为
2)测量重复性引入的标准不确定度分量u2。在重复性条件下,用小角度检查仪对电子水平仪±20 mm/m量程档(分辩力为0.001 mm/m)的-0.5 mm/m位置重复测量6次(即n=6),得到测量列(-1.8″,-1.8″,-1.4″,-1.6″,-1.5″,-1.5″),用贝塞尔公式计算实验标准偏差为
实际检定时取2次测量的平均值,则标准不确定度分量为
自由度v2′=6-1=5.
4.3 测量结果的测量不确定度合成
由于上述分量u1,u2′互相独立不相关,则合成标准不确定度为
得uc′=0.31″.
4.4 计算有效自由度
根据公式
可得υeff′=52.
4.5 测量结果的扩展不确定度
取置信概率p为95%,υeff′为52,查t分布表得到k95′=t95(υeff′)=2.01,则扩展不确定度为
4.6 不确定度报告
电子水平仪±20 mm/m量程档(分辨力为0.001mm/m)的-0.5 mm/m位置的示值误差测量结果的扩展不确定度为:U95′=0.62″,υeff′=52,k95′=2.01。
合成标准不确定度 篇6
关键词：单相电能表计量,标准装置测量,评定
1 单相电能表计量标准装置不确定度计算
单相电能表计量标准装置不确定度计算相关因素情况有:1) 测量依据JJG596-1999《电子式电能表检定规程》;2) 环境条件。本次测量都是在标准的温度以及湿度环境下进行的;3) 测量方法。直接比较法, 通过将装置输出一定功率给被检表与标准表进行一定程度的比较, 以得出被检表在该功率时的相对误差。4) 标准不确定度来源。由测量重复性的标准不确定度分量uA, 采用A类评定方法评定;由检定装置、光电控制器等引起的误差估算标准不确定度分量uB, 采用B类评定方法评定。
1.1 标准不确定度分量u A的评定
在对标准不确定度分量进行评定之前, 首先需要对电能表进行选择, 本次评定所选择的是电子式单相电能表, 然后对此单相电能表进行测量。测量环境如表1所示:
在此环境之下, 我们保持条件不变, 对单相电能表测量了十次, 所获得的数据如表2所示:
对样本的标准差进行计算, 所得结果如下:
在实际的工作之中, 主要将两次测量的平均值作为相应的测量结果, 如下:, 自由度为:γA=n-1=9
1.2 标准不确定度分量UB的评定
对于标准不确定度分量UB来说, 它主要是由标准装置最大允差所引起的。标准装置最大允差为, 它的分布具有一定的均匀性, 并且k=3, 那么, 就可以得出测量结果为:UB1=0.06%, 其自由度趋向于无穷。
标准装置与相应的被检表之间线压降也会产生一定程度上的误差:此时, e2≤0.02%, 同样属于均匀分布, , 那么此时:
自由度同样区域无穷。
运用同样的测量计算方法, 得出装置的电流、电压以及功率稳定度引起的误差和光电控制器引起的误差, 不确定度值均为0.01%, 自由度同样趋于无穷。
综上所述:B类合成的不确定度为:
2 计量产生误差的原因及调整措施
对于计量误差来说, 它主要指的是电能表上的指示变量不能与实际情况完全符合, 而是与负载的实际消耗存在着一定程度上的差异。一般情况下, 造成这种误差的原因可以分为两大类, 分别是基本误差以及附加误差。下面我们对这两种误差做具体分析, 并在此基础之上, 提出相应的调整措施。
2.1 基本误差及其调整措施
从本质上而言, 基本误差其实就是电能表在其检定规程所规定的正常条件下所测得的相对误差值。一般情况下, 主要是由负载电流以及功率因数对其造成一定程度上的影响, 使其产生相应的误差。
调整措施:对基本误差进行正确有效的调整, 也存在着多种方法, 其中最为常用的有以下几种调整措施:对其中进行电流铁芯过载补偿装置的设置;应当选择质量水平较高的单相电能表, 这就要求制造商对制造以及检修装配质量进行有效的提高;适当的对电流磁路的安匝数;对轻载补偿装置进行有效的设置。
2.2 附加误差及其调整措施
引起附加误差的因素较多, 主要包含有电压、温度以及频率。
1) 电压因素。一般情况下, 电压的变化会对电压工作磁通造成一定程度上的影响, 电压工作磁通会随着电压的变化而变化。一旦这种影响产生, 就会促使电压抑制力矩、驱动力矩以及补偿力矩的比例发生一定的变化, 不能维持原先的正常比例, 这样一来, 就会产生相应的附加误差。调整措施:要想有效的对电压因素造成的附加误差进行减小, 可以采取以下的方法:改善电压特性;对补偿力矩进行一定程度上的降低。
2) 温度因素。一般情况下, 如果温度的变化较大, 制动磁通也会随之发生一定程度上的变化, 而对于电能表的温度附加误差来说, 它主要是幅值温度误差。误差产生的机理如下:当温度发生较大程度上的降低时, 电能表的转动就会逐渐变慢, 这样一来, 就产生了相应的额负附加误差;相反, 如果温度发生较大程度上的升高, 电能表转动变快, 从而产生了正附加误差。调整措施:在电流电磁铁上进行对于相角误差调整装置的设置。
3 结语
合成标准不确定度 篇7
1.1 仪器与试剂:
BP221S电子天平, 50ml酸式滴定管, 基准氧化锌, 乙二胺四乙酸二钠
1.2 试验方法:
1) 配置:称取16克乙二胺四乙酸二钠溶1000ml蒸馏水, 加热溶解冷却, 摇匀。
2) 称取0.1200±0.0050g于 (800±50) ℃高温炉中恒重的基准试剂Zn O, 用少量水将Zn O润湿, 加3m L 20%盐酸后加100m L水, 再用10%氨水溶液调节p H至7-8, 加10m L氨-氯化铵缓冲溶液 (p H值为10) 及5滴铬黑T指示液 (5g/L) , 用EDTA溶液滴定至溶液由紫色变为纯蓝色。EDTA浓度的计算公式1如下:
式中:cEDTA为EDTA标准溶液的浓度, mol/L;mZn O为Zn O基准试剂的质量, g;wZn O为Zn O基准试剂的质量分数, %;1V为滴定基准试剂中消耗的EDTA溶液的体积, m L;V2为空白实验中消耗的EDTA溶液的体积, m L;MZn O为Zn O基准试剂的摩尔质量, g/mol;1000是由m L转换为L的换算系数。
3) 两人分别做四个平行样
两人八平行实验结果
2 标准滴定溶液浓度平均值的A类标准不确定度分量
2.1 两人八平行测定的实验的标准差:
2.2 用贝塞尔法浓度溶液平均值标准不确定度分量U (c)
3 标准滴定溶液浓度平均值的B类标准不确定度分量:浓度平均值的B类标准不确定度来源的确定和分析
该步骤的目的是确定各主要不确定度来源。为了不忽略不确定度的来源, 同时也为了不重复不确定度的来源, 特意绘制因果图来形象直观地表明分析过程。
3.1 称取基准氧化锌质量 (mzn0) 形成标准不确定度分量:
使BP221S电子天平计量证书标明最大允许差a为±0.1mg, 称量时必须两次称量, 一次称空, 一次称样称量, 每次称量均为独立地观察结果。所以工作基准试剂质量的数值的标准不确定度分量, 可由下式计算:
由于称量均是按常规在空气中进行的, 因此不考虑浮力修正。其他不确定度分量太小, 不予考虑。
计算得到m Zn O的标准不确定度u (m Zn O) 为0.08
3.2 基准氧化锌质量分数 (wZn O) 形成的不确定度分量:
为 (100±0.05) %。将其不确定度视为矩形分布, 其标准不确定度u (wZn O) 为0.00029。
3.3 基准zn0摩尔质量数值标准不确定度分量:
查2001年元素的相对原则质量表:
其标准不确定度
3.4 消耗EDTA溶液体积的修正值 (V1-V2) 形成的不确定度分量:
u (V1) :滴定基准试剂消耗EDTA体积所产生的标准不确定度;u (V 2) :空白实验所产生的标准不确定度。对于u (V1) 、u (V 2) 可采用下列两个公式中计算其不确定度分量的计算, 可
1) :分别代表滴定基准试剂和空白实验所消耗溶液体积的重复性引起的标准不确定度;无论对于u (V1) 和u (V2) 来说, 由于体积的重复性已经通过实验合成重复性考虑了, 因而在上述两个计算公式中, 都可以将第1项省略。
2) u (V1校准) , u (V2校准) :分别代表滴定基准试剂和空白实验所用玻璃仪器因校准而产生的标准不确定度.因为容量仪器的体积并不经常于它所标出的大小完全符合, 因此必须加以校正。对于50ml活塞滴定管数值为±0.10ml。假定为三角形分布, 标准不确定度为0.041ml。由于使用的是同一滴定管, 所以上述两个公式中的第2项均为0.041m L。
3) u (V1温度补偿) , u (V2温度补偿) :分别代表滴定基准试剂和空白实验所用玻璃仪器因温度补偿而产生的标准不确定度。因玻璃容器是以20℃为标准而校准, 但使用时不一定也在20℃。因此器皿的容量以溶液的体积都将发生变化产生不确定度。本次实验的室温是18℃, 滴定0.12克左右基准试剂大约消耗EDTA体积为36.5左右。
查表在18℃温度补正值为0.34ml/L, 将换算20℃体积温度补偿
u (V1温度补偿) = (0.34×36.50) /1000=0.012 (ml)
由于空白所消耗的EDTA体积为0, 所以u (V2温度补偿) 为0。
4) u (V1终点偏差) , u (V2终点偏差) :分别代表滴定基准试剂和空白实验因终点判定的偏差而产生的标准不确定度。因为是用肉眼来判定滴定终点, 指示剂变化稍早或稍迟化学计量点, 从而使终点与化学计量点不相一致而产生不确定因素。
查表log KZn Y=16.50, p H=10时Pa Y (H) =0.45,
当p H=10.0时, 铬黑T指示剂与zn形成有色配合物Log KZIn=11.4, △PM=11.4-11.6=-0.2
用终点误差公式得
所以人为终点判定所引入的标准不确定度u (V1终点偏差) 为0.00315.
空白实验认为终点判定所引入的标准不确定u (V2终点偏差) 为0.00254
将上述数据代入 (1) (2) 得u (1V) =0.00428u (V2) =0.00411
所以消耗EDTA溶液体积的修正 (V1-V2) 的不确定分量按下式
消耗EDTA溶液体积的修正值 (V1-V2) 形成的不确定度
4 合成标准不确定度的计算
将上述数值代入式 (1) 后, 得到cEDTA为0.04073 mol/L。其相对标准不确定度为0.0022, 具体计算过程在这里省略。
各个分量对不确定度影响的大小可用图2表示。
5 显著性不确定度分量的重新评估
通过上述的分析可以看出, 体积修正V1-V2在不确定度分量中影响最大, 而从3.4中的数据分析又可以看出, 在其四个影响分量中, 校准的影响最大。校准的标准不确定度是由供应商假定为三角形分布计算得到的数据, 不同分布形状的选择, 也会给标准不确定度带来相应的影响, 具体见表
体积V1-V2在各种分布形状下对标准不确定度的影响
6 结论
由以上的分析数据可以得出如下结论:对EDTA溶液浓度影响最大的是滴定所消耗的体积的校正值, 其次分别是Zn O基准试剂的质量、实验的重复性、Zn O基准试剂的质量分数、Zn O基准试剂的摩尔质量。其中摩尔质量的不确定度和另外三项相比要小了一个数量级。而在对消耗体积的进一步讨论中, 又发现假定分布的形状对标准不确定度uc (cEDTA) 数值的影响并不明显, 因而假定为三角形分布是有充分理由的。
因此最终的扩展不确定度U (c EDTA) 可由标准不确定度乘以包含因子2后得到。
所以, EDTA溶液的浓度为 (0.04073±0.00018) mol/L。完全达到配制EDTA标准滴定溶液的要求。
摘要：采用《标准滴定溶液的制备》, 对乙二胺四乙酸二钠标准滴定溶液的不确定度进行了评定。分析了不确定度的主要来源, 包括质量, 质量分数, 体积, 摩尔质量及重复性引起的不确定度, 并评估了测量结果的标准不确定度和扩展不确定度, 从而得出结论:配制浓度为0.04073mol/l的EDTA标准溶液, 其合成标准不确定度为0.000090mol/l, 而扩展不确定度为0.00018mol/L, 完全达到配置EDTA标准滴定溶液的要求。
关键词：A类标准不确定,B类标准不确定,扩展不确定
参考文献
[1]中华人民共和国国家质量监督检验检疫总局发布GB/T601-2002化学试剂标准滴定溶液的制备2002.附录B18-24