测量的不确定度（通用12篇）
测量的不确定度 篇1
长期以来,都是以传统误差理论,对实验测量数据的质量进行评定。误差指的是测量值与真值的差距,测量值是由人在一定的技术条件、认识条件和环境条件下具体测定,它本身要受到实验条件的影响和制约,而真值更是一个理想值,是一个不可能测量的值,这样就决定了误差本身就是一个不确定的指标。因此,国际上提出用“测量不确定度”的概念代替误差概念,并于1993年国际标准化组织ISO等七个国际组织发布了《测量不确定度表示指南》,对不确定度的概念及其数学处理方法进行了统一,并推广应用到世界各地。
为了与国际接轨,便于学术交流,更为了对实验测量数据有一个科学的、合理的质量评定,我国在1999年由国家技术监督局批准实施了JJF 1059-1999测量不确定度评定与表示,明确了今后在出具的任何鉴定报告、校准证书、学术报告、测试报告、产品标准、技术规范、协议、合同等文件中的实验测量结果,如没有不确定度说明,则认为无效,必须有不确定度说明,才被认为是有效结果。
对于一切检测和/或校准实验室,在《实验室资质认定评审准则》和《检测和校准实验室能力的通用要求》中,就测量不确定度也明确提出了具体的要求:
1)检测工作所采用的测量方法都需要有不确定度的评估报告;
2)检测实验室的每一项检测工作都必须具有测量不确定度评定的能力;
3)用户有要求时,对测量结果的不确定度及其评定报告必须向用户提供;
4)检测结果处于临界值时,必须给出不确定度;
5)实验室自己设计和研究的非标准方法必须提供测量不确定度的评定;
6)政府下达的检测任务,必须给出不确定度;
7)司法鉴定,必须给出不确定度。
那么,我们如何来确定测量不确定度。在工作中,确定测量不确定度一般按以下四个步骤进行:
第一,明确测量不确定度的来源。简单的说,凡是能产生误差的地方,凡是进行实验操作的过程都可能产生测量不确定度,具体分析时应尽可能画出测量方法的方框图和实验操作过程的流程图。
经大量的检测和校准结果不确定度来源的分析和数理统计,产生不确定度主要来自以下几个方面:
1)确定被测量值的公式不够严谨,常常忽略了一些次要因素的影响;
2)确定被测量值的方法不够理想,往往在确定被测量值时有多种方法可以选择,任何一种方法都有其优缺点,都可能产生测量不确定度;
3)确定被测量的样本容量不足;
4)测量过程的环境条件未加控制或控制不严;
5)测量结果读数存在人为误差;
6)测量仪器的精度或分辨率存在差异;
7)计量用标准物质的值存在误差;
8)在表面上看完全相同的条件下,测量重复观测值的随机性误差。
当然,对于不同的检测试验,应结合具体的检测试验方法、操作过程确定其测量不确定度的来源。
第二,对测量过程中产生测量不确定度的各个环节,要分类逐项评定。
评定标准不确定度有两种方法:A类标准不确定度(uA),B类标 准不确定度(uB)。A类标准不确定度是指可以用统计方法确定不确定度分量的评定方法,B类标准不确定度则是指不能用统计方法确定不确定度分量的评定方法。
根据对不确定度来源的分析,逐项分类分别进行标准不确定度的评定。
A类标准不确定度一般都是通过实验方法,在重复条件下重复测量得到一系列的测量数据,然后运用贝塞尔公式求得结果,即:
B类标准不确定度是根据仪器设备的相关技术资料、生产部门提供的技术参数、计量部门提供校准证书或检定证书中的数据、相关手册、资料给出的参考数据等,运用公式
第三,计算合成标准不确定度。
由以上分析可得到各项标准不确定度uA或uB,将得到的值分别平方后求和,然后求这个和的算术平方根,即合成标准不确定度
第四,计算扩展不确定度。
在合成标准不确定度确定后,乘以一个包含因子k,即U=kuC櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅櫅(k值一般取2～3,大多数情况下取k=2),就是扩展不确定度。这样可以期望测量的结果y可能值的较大部分落在区间(y-U,y+U)内。
另外,对于给定了测量结果的概率p(一般情况下采用的p值为99%或95%,多数情况下采用p=95%),扩展不确定度为合成标准不确定度乘以包含因子kp,即U=kpuC(kp取值对应于概率p,当测量的一组数据足够多时,可以近似认为p=95%时,kp=2;p=99%时,kp=3)。
以上是确定测量不确定度的整个过程,在具体运用时,还应注意以下几点:1)识别不确定度的来源要全面,不要漏项。2)在分类逐项评定标准不确定度时,标准不确定度评定方法的分类并没有明显的界限,它们对于后面的合成标准不确定度或扩展不确定度的贡献是一样的。3)测量结果概率p的确定,并不是p值越大越好(如99%>95%),当p值较大时,其扩展不确定度的范围会较大,也就是测量值精度会降低。综上所述,近现代随着概率论和数理统计学科的发展与完善,用测量不确定度代替测量误差来描述被测量值更科学、更准确;对测量不确定度的确定,同时代表了一个检测和/或校准实验室的水平,有利于不同实验室之间的竞争;运用测量不确定度对测量结果的评定,增强了测量结果之间的可比性。我们相信测量不确定度在不久的将来一定会得到更广泛的应用和发展。
摘要：简单介绍了“测量不确定度”的概念,结合相关规范提出了对测量不确定度的具体要求,阐述了如何确定测量不确定度,包括不确定度的来源识别,建立测量过程的模型,逐项评定标准不确定度等内容,以指导实践。
关键词：测量不确定度,评定方法,标准不确定度,计算
参考文献
[1]ISO/IEC17025∶2005,校准和检测实验室能力的通用要求[S].
[2]国认实函[2006]141号,实验室资质认定评审准则[S].
[3]JJF1059-1999,测量不确定度评定与表示[S].
测量的不确定度 篇2
出租车计价器示值误差测量结果的不确定度评定
1.概述 1.1测量依据:JJG517-<出租汽车计价器检定规程>. 1.2环境条件:场地清洁平整,备有充气设备和冲洗设施. 1.3测量标准:出租汽车计价器整车检定装置,型号L22. 1.4被测对象:(聚利TXN-08S型)分辨力为100米的.出租车计价器.
作 者：董丽娜 作者单位：濮阳市质量技术监督检验测试中心刊 名：科技信息英文刊名：SCIENCE & TECHNOLOGY INFORMATION年，卷(期)：2009“”(26)分类号：U4关键词：
测量的不确定度 篇3
关键词：工作密度片；校准；不确定度
一、概述
黑白密度片是用于检定和校准各类透射式光密度计的密度示值的计量器具，其依据均匀性、密度极差、不确定度和年变化量分为基准密度片、标准密度片和工作密度片，其中工作密度片常为透射式密度计配套部件，多用于密度计计量特性发生改变时自行校准，现以DV-8工作密度片标称值为1.93D和3.76D两级为例评定工作密度片测量结果的不确定度。
1、检定依据：JJG452-2006《黑白密度片》
2、环境条件：温度（15～35）℃，相对湿度20%～80%。
3、测量方法：采用标准密度片校准黑白密度计并制出黑白密度计校准表，然后检定工作密度片，每級测量三次并取平均值作为该级最后密度示值。
二、数学模型
四、标准不确定度的分析及评定
（一）工作密度片测量引入的不确定度分量
1、黑白密度计测量工作密度片的重复性引入的不确定度分量
用黑白密度计对DV-8工作密度标称值为1.93D和3.76D分别测量10次，其测量结果分别为1.928、1.935、1.930、1.935、1.936、1.934、1.934、1.933、1.931、1.930和3.770、3.768、3.772、3.774、3.768、3.771、3.770、3.768、3.771、3.769。
2、工作作密度片的均匀性引入的不确定度分量
用黑白密度计测量工作密度片的均匀性，数据见表1。
此项不确定度以最大差异计算，故自由度
3、以上二项合成
（二）示值修正值引入的不确定度分量
1、标準密度片的量值溯源不确定度引入的不确定度分量
标准密度片由国家标物中心给出，其证书显示量值溯源不确定度为（k=2），
故，
自由度：
2、黑白密度计分辨率引入的不确定度分量
CR401型黑白密度计分辨率为0.001D，均匀分布，则：
自由度：
3、黑白密度计测量标准密度片的重复性引入的不确定度分量
用黑白密度计对标准密度片密度值约为2.0和4.0的级次分别测量10次，然后利用贝塞尔公式计算标准偏差，其测量结果分别为1.839、1.841、1.841、1.843、1.839、1.840、1.838、1.840、1.841、1.840和3.834、3.836、3.835、3.835、3.833、3.837、3.835、3.836、3.834、3.836。
则：
由于规程定，每个测量点取三次结果的平均值作为最终值，则可得到：
故，
自由度：I
4、以上三项合成
五、标准不确定度分量及相关信息表
标准不确定度分量及相关信息表见表2。
六、合成标准不确定度
各标准不确定度分量互不相关，则有：
七、扩展不确定度的评定
测量值接近正态分布，取置信概率，查t分布表可以得出：
当D=1.93时：
当D=3.76时：
八、测量不确定度报告
此工作密度片的测量不确定度为：
当D=1.93时：测量值1.933，。
当D=3.76时：测量值3.770，。
参考文献：
[1]肖亮，张露妍.工作黑白密度片的测量结果不确定度评定[J].工业计量，2012（S1）：180-181.
[2]何健.工作密度计测量结果不确定度评定[J].商品与质量·学术观察，2013（4）：225-225.
[3]李红，郑焕云，原雯.密度计示值误差测量结果的不确定度评定[J].计量技术，2011（11）：75-77.
[4]何健.工作密度计测量结果不确定度评定[J].商品与质量·学术观察，2013（4）：225-225.
砝码折算质量测量的不确定度分析 篇4
1.1 测量标准
F2等级标称质量为20kg砝码, F1等级标称质量为10g砝码, 材料为不锈钢, 材料密度为7950kg/m3。
被测量:M1等级标称质量为20kg砝码, 材料为不锈钢, 材料密度为7950kg/m3。
1.2 环境条件
温度: (22±2) ℃;相对湿度: (50～60) %
1.3 测量方法
采用ABA衡量方法。
使用天平:020608;计量性能指标:d=0.1g、e=10d、Max=20kg;偏载误差:-0.2g;重复性误差:0.3g。
1.4 技术依据
JJG99-2006《砝码》检定规程。
OIML R111《砝码国际建议》。
JJF 1059-1999《测量不确定度评定与表示》。
2 数字模型
式中:1m为M1等级被测砝码的折算质量值;mr为F2等级标准砝码的折算质量值;∆m为被测砝码和标准砝码的平均质量差。
3 不确定度分量
3.1 mr引起的标准不确定度u (mr)
F2等级标准砝码的质量不确定度u (mr) 由检定证书可知, 20kg标准砝码的扩展不确定度U=51mg, 包含因子k=2。
3.2的标准不确定度
(1) 衡量过程中的标准不确定度u1 () 。
衡量过程中的不确定度来自天平的重复性误差, 通过多次重复性测量, 用统计方法得到:用F2等级20kg砝码检定M1等级20kg砝码等精确测量10次得到质量差数据: (单位g)
1.0、1.0、1.1、0.8、1.0、1.0、0.9、0.9、1.0、0.8
其自由度v1=n-1=9。
(2) 空气浮力修正引入的标准不确定度:因标准砝码与被检砝码的材料密度相同, 此项可忽略不计。
3.3 与天平有关的标准不确定度u2 (∆m)
考虑电子天平的四角误差、标尺因子 (分度值) 和线性漂移等多方面的不确定度贡献, 由电子天平检定证书得出天平四角误差、重复性误差, 天平剂量性能如下。
(1) 分度值d=0.1g。
(2) 四角误差:-0.2g。
(3) 重复性误差:0.3g。
(1) 衡量仪器灵敏度引起的不确定度。
衡量仪器在检定时采用了灵敏度砝码ms。
灵敏度砝码为F1等级的10g砝码, 由检定证书给出其扩展不确定度为0.03mg, 包含因子k=2,
其不可靠性为10%, 故其自由度为vs=50。
(2) 对分度值为d的电子天平, 估读d/2, 按均匀分布, 由分布率带来的标准不确定度为:
可认为vd=∞
式中:D为天平的四角误差;1d为表示检四角误差时两砝码中心之间所估计的距离;d2为表示秤盘中心到一个角的距离。
在上面的计算过程中, 我们假设
与电子天平有关的标准不确定度u2 (∆m) :
4 合成标准不确定度的评定
4.1 标准不确定度汇总表
灵敏系数。
数学模型:m1=mr+∆m
4.2 合成标准不确定度的有效自由度
5 扩展不确定度见附表
取置信概率:P=95%, 有效自由度veff=95, 直接取k=2。
扩展不确定度U (m1) =k⋅u (m1) =246mg (k=2) 。
摘要：根据JJF 1059—1999《测量不确定度评定与表示》, 具体分析了公斤级砝码测量检定中不确定度的各个因素, 从而计算出公斤级砝码测量值相对误差的扩展不确定度。
测量的不确定度 篇5
水质分析中总氮测定的不确定度评定
摘要：详细分析了总氮分析过程中可能出现的不确定度,并做了量化,找出了不确定度的`主要分量,对提高总氮分析精度提出了具体的解决方法.作 者：郭立军 李世荣 文新宇 Guo Lijun Li Shirong Wen Xinyu 作者单位：株洲市环境监测中心站,湖南,株洲,41期 刊：湖南工业大学学报 Journal：JOURNAL OF HUNAN UNIVERSITY OF TECHNOLOGY年，卷(期)：,24(3)分类号：X132关键词：总氮测定 不确定度评定 水质分析
测量的不确定度 篇6
关键词：氨气气体探测器；示值误差；不确定度；评定
1 概述
随着液氨的广泛应用，近几年，有些企业疏于管理或管理不善，由于氨泄露引起的安全生产事故时有发生。为防止因液氨泄露引起的中毒及爆炸对国家和人民生命财产造成的危害，在液氨使用单位的作业场所都安装有液氨泄露报警系统，在企业安全生产过程中发挥了极其重要的作用。液氨泄露报警系统主要设备包括氨气气体探测器和报警控制器，它可以不间断地监测空气中氨气的浓度，当被测场所存在一定浓度的氨气时，氨气探测器将氨气转换成电压信号或电流信号传送到控制器，控制器会显示氨气的浓度值，当达到设定报警浓度值时报警控制器随即发出报警信号和动作指令，以确保生产现场管道阀门的及时关闭和人员的及时疏散。由此可见，氨气气体探测器的准确性是极为重要的，这就要求对氨气气体探测器进行定期的检定。
1.1 检定依据。JJG693-2011，《可燃气体检测报警器》；HG/T2359-92，《电化学式有害气体检测报警仪》。
1.2 环境条件。环境温度，15-35℃；环境湿度，≤80%RH；通风良好，无干扰被测气体。
1.3 检定方法。气体探测器电源打开预热，使其进入稳定工作状态，在清洁的空气中校正气体探测器零点后，把标准气体通入被检气体探测器，读出相应的指示值，计算指示值与标准气体浓度值之差，以判定仪器的准确度。
1.4 数学模型
根据规程：E=I-L
式中：E——气体探测器示值误差，（ppm）；
I——气体探测器的显示值，（ppm）；
L——标准气体的标准值，（ppm）。
1.5 方差和传播系数
U（E）=
U（I）+
U（L）
传播系数：=1；=1
则：U（E）=U（I）+U（L）
2 各不确定度分量的评估
以成都鑫豪斯电子探测技术有限公司的XP3000（NH3）气体探测器为例：传感器类型，电化学式、扩散型采样，液晶显示方式，测量范围0-500ppm，示值误差±5%FS，分辨率1ppm；对探测器量程60%，即300ppm浓度点进行检定。
标准气体为南京特种气体厂有限公司的300ppm的氨气，相对不确定度为2%，包含因子k=2。检定时传感器探头上套上通气罩，气体流量调至500ml/min。
检定结果不确定度来源于标准气体、气体探测器检验的读数及重复性、环境温度影响等方面，即，标准气体浓度的不确定度、气体探测器的指示分辨率引入的不确定度、重复性检验引入标准的不确定度以及环境温度变化引入的不确定度。
2.1 标准气体的标准不确定度U（L）
标准气体的浓度为300ppm，相对不确定度2%，包含因子k=2，则
U（L）==3（ppm）
2.2 气体探测器的指示分辨率引入的不确定度U1（I）
气体探测器为液晶显示方式，分辨率为1ppm，按均匀分布考虑， k=；则
U1（I）==0.29（ppm）
2.3 检定重复性引起的标准不确定度U2（I）
使用300ppm的氨气标准气体进行重复性检定测试，重复10次测量值如下：
（301，302，302，303，302，302，301，303，303，302）ppm
则：=
=302.1（ppm）
S==0.78ppm
式中：S——单次测量的实验标准误差；
——10次测量的平均值；
Ci——第i次测量的示值。
则：U2（I）===0.25（ppm）
2.4 环境温度的影响
假设检定在短时间内完成，环境温度的影响忽略不计。
2.5 标准不确定度汇总表
[不准确度分量＼&标准不确定度＼&备注＼&①标准气体的标准不确定度U（L）＼&3ppm＼&＼&②气体探测器的指示分辨率引入的不确定度U1（I）＼&0.29ppm＼&②、③两者比较取数值大者＼&③检定重復性引起的标准不确定度U2（I）＼&0.25ppm＼&④环境温度的影响＼&忽略不计＼&＼&]
2.6 合成标准不确定度UC（E）
UC（E）==≈3.0（ppm）
3 扩展不确定度
取包含因子k=2，于是U=kUC（E）=2×3.0=6（ppm）
4 检定结果不确定度报告与表示
氨气气体探测器在300ppm的浓度点，测量值为302.1ppm，扩展不确定度为：U=6ppm，k=2。
参考文献：
[1]JJG693-2011.可燃气体检测报警器.
验光镜片测量结果的不确定度分析 篇7
关键词：验光镜片,测量结果,不确定度
验光镜片箱的检定按国家检定规程JJG579-1998的规定,对新出厂及修理后的验光镜片箱,要求其箱中的球镜片,柱镜片的单项合格率一律不得低于90%,同时要求球镜片、柱镜片和棱镜片的整箱合格率不得低于85%。合格的验光镜片发给检定证书,不合格的发给检定结果通知书,然而对验光镜片箱中的验光镜片测量不确定度未作要求,为了更科学、准确、完整的表述和利用测量结果,按国家规范JJF1059-1999《测量不确定度的评定和表示》要求,选取一组验光镜片,分别为+2.50m-1s、-10.00m-1s、-20.00m-1s;柱-0.12m-1c、-5.50m-1c、+2.50m-1c;棱1、2、6。分别进行测量不确定度的评定。
1 测量方法
按国家检定规程JJG579-1998的要求,验光镜片的检定使用测量范围为0~25m-1,不确定度为0.02~0.03m-1,分辨力为0.01m-1的一级焦度计为标准器,采用直接测量的方法测出被检验光镜片的顶焦度值。要求环境温度为(205)℃,相对湿度85%RH
2 建立数学模型:D=d+c
其中:D——验光镜片顶焦度实际值;d——测量结果;c—一级焦度计的修正值,单位均为m-1。
3 方差和传播系数:
传播系数:
4 测量结果的不确定度
4.1 A类评定
测量人员在测量时对镜片进行光学对中,由于镜片的位置差异等因素造成焦度计的探测光束落点位置变化引起的不确定度。由于温度(20 5)℃,湿度85%RH变化引起焦度计的示值发生变化引起的不确定度。
上述原因造成焦度计探测光束落点位置变化,引起的顶焦度测量误差产生不确定度,主要体现在重复性测量过程中。
重复性测量引起的不确定度用实验标准差来表示。
例举:以球镜片+2.50m-1s为例,重复测量6次(规程JJG579-1998要求3次),测量值分别为:2.48m-1、2.47m-1、2.48m-1、2.47m-12.48m-1、2.47m-1。
用白塞尔公式计算单次测量的实验标准差得到:
以六次平均值作为测量结果,则
同样根据验光片检定记录各镜片的实际测量值重复性标准不确定度见表1。
4.2 B类评定
按检定系统框图(JJG2090-1994)和上一级检定证书得到顶焦度一级标准的测量不确定度为(0.02~0.03)m-1(K=3)因此一级顶焦度的标准不确定度为:Uk=0.03m-1/3=0.010m-1
由仪器自身原理和结构仪器的不确定度:一级焦度计的分辨力为=0.01m-1,其均匀分布的区间为由此得到一级焦度计分辨力引起的标准不确定度:
因此
5 合成标准不确定度
以球镜片+2.5m-1S举例:
合成标准不确定度:同理列表分别算出各验光镜片的合成标准不确定度,见表2。
6. 扩展不确定度
以球镜片+2.50m-1S举例K=2时
同理列表分列算出各验光镜片的扩展不确定度,见表2。
7 评定结果
测量的不确定度 篇8
三坐标测量机(CMM)是高效率、万能型测量
仪器,主要用于产品尺寸、形状、位置等几何参数的测量,是现代工业检测、质量控制和制造技术中不可缺少的重要测量设备,广泛应用于机械工业、电子工业、航空航天、国防军工等领域。但是,现有的三坐标测量机在应用时,通常得到的只是被测参数的估计值,不能给出相应的测量不确定度。测量不确定度是测量结果含有的一个参数[1],是表征测量结果质量的重要指标。没有不确定度的测量结果是不完整的、没有意义的、不具有实用价值的。本文以端面距离测量为例,研究坐标测量机面向任务的测量不确定度评定。
1 测量模型
三坐标测量机测量的平行端面距离一般是通过间接测量方法得到的,即通过一端面上一点到另一端面的距离求得这两端面间的距离。本文从测量策略考虑,先从测量对象测量方向一个测量端面上任取N个点Pi(i=1,2,…,N,N≥3),利用最小二乘法求得该测量端面对应的拟合平面V;再从与之对应的另一测量端面的中心位置取一点Pk,求出Pk(xk,yk,zk)点到拟合平面V的距离L。
最小二乘拟合平面V的回归方程表示为
对应拟合平面所取的N个测量点Pi,可得正规方程组:
求解方程组(1)即可得到a、b、c,则Pk点到拟合平面V的距离为
2 不确定度模型
影响端面距离测量结果的不确定度的因素主要有:①测量机示值误差所引入的测量不确定度。测量机示值误差反映了测量机本身的21项机构误差以及测头探测误差对于测量结果的影响,该误差作为主要不确定度来源考虑;②测量对象的测量端面的宏观不平度和粗糙度对测量结果影响所引入的不确定度。该因素影响情况视测量对象的宏观不平度和粗糙度而定,可根据实际测量对象情况决定是否将其作为主要不确定度来源;③测量重复性误差所引入的测量不确定度。该因素对测量结果的影响不可忽视,也作为主要不确定度来源考虑;④测量环境条件所引入的测量不确定度。由于实际测量环境(如温度)与测量机检定要求的标准测量环境(如温度)存在差异,将对测量结果产生影响,因此作为主要不确定度来源考虑;⑤测量力大小所引入的测量不确定度[2]。可根据实际测量操作情况决定是否将其作为主要不确定度来源。
综上分析,可以总结出坐标测量机测量端面距离的一般数学模型:
l=L+L(αw-αs)δθ+δlres+δlt+δlr (3)
式中,l为待测端面距离;αw为待测对象的热膨胀系数;αs为测量机光栅尺的热膨胀系数(各轴向光栅尺的热膨胀系数相同);δθ为实际测量环境温度与要求标准测量环境温度之差;δlres为测量机示值误差对测量结果的影响;δlt为测量力对测量结果的影响;δlr为被测对象测量端面宏观不平度以及粗糙度对测量结果的影响。
根据测量端面距离的数学模型式(3)可得
l=f(L,δθ,δlres,δlt,δlr)
其中,输入量δθ、δlres、δlt、δlr互不相关,且L是由测量模型得到的,也与其他输入量无关,根据《测量不确定度表示指南》(GUM)中的不确定度传播定律求各传递系数,得
测量端面距离l的合成标准不确定度为
其中,u(L)可根据Pk点到拟合平面V的距离计算公式同理分析得到。
由式(2)可知
L=g(xk,yk,zk,a,b,c)
其中,输入量xk、yk、zk互不相关,a和b、b和c以及a和c之间虽有一定相关性,但表现较弱,在此忽略它们之间的相关性。根据GUM不确定度传播定律求各传递系数,得
所以
将式(5)代入式(4)即可得到测量端面距离l的合成标准不确定度模型。
3 不确定度评定
在MH3D-DCC型坐标测量机上对一工件的两平行端面距离(标称长度为50mm)进行测量,同时考虑到减小测量策略以及重复性测量误差对测量结果的影响,选择在工件上建立测量坐标系,保证工件在整个测量过程中位置固定,其一测量端面上下部分对称取10个点Pi(即N=10),另一测量端面中心位置取点Pk,设定坐标测量机自动10次循环测量(即m=10),将各点对应的均值坐标及算术标准差代入公式计算,各输入量的分布如表1所示(坐标测量各输入量符合正态分布[3])。采用以上分析建立的数学模型,对该测量任务进行测量不确定度评定。
由于采用自动测量,基本可以保证测量力均衡,可忽略测量力引入的不确定度影响,则端面距离测量模型由式(3)简化为
l=L+L(αw-αs)δθ+δlres+δlr (6)
端面距离l的合成标准不确定度由式(4)简化为
uc(l)=[(fL)2u2(L)+(fδθ)2u2(δθ)+
u2(δlres)+u2(δlr)]12 (7)
其中,测量机光栅尺的热膨胀系数αs为10.5×10-6℃-1,工件的热膨胀系数αw为11.5×10-6℃-1。测量机要求的标准测量环境温度为20℃,实际测量环境温度在19~21℃之间变化,符合矩形分布;该测量机长度测量最大允许示值误差为3.0+4.0L/1000μm,符合矩形分布;根据经验,实际测量点Pk偏离工件测量端面中心对测量结果的影响在±1μm范围内,假定满足矩形分布。根据Pi和Pk测量点及式(1)~式(7)计算,就可以得出基于GUM评定方法的端面距离测量不确定度评定结果。
4 蒙特卡罗方法不确定度评定
《测量不确定度表示指南》提供的评定方法基于不确定度传播律,主要适用于线性模型[1]。在评定复杂模型时,由于灵敏系数、输入量间的相关系数以及有效自由度难以确定,用《测量不确定度表示指南》中提供的方法评定这类模型的测量不确定度存在很多缺陷[4]。针对这种情况,《测量不确定度表示指南》补充文件1给出了用蒙特卡罗数值模拟方法通过分布传播评定测量不确定度的指南[3]。蒙特卡罗方法利用随机数来模拟实际测量结果,可将人为因素对测量结果的影响降到最小,对模型也没有非线性的限制,不受输入量相关性以及模型复杂性的影响,也不需要计算偏导数和自由度,使用比较方便。另外,蒙特卡罗方法借助计算机软件编程模拟容易实现,尤其对于复杂系统评定更具有实用价值[5,6,7]。
坐标测量机面向任务的测量不确定度模型都比较复杂,这种情况下,利用蒙特卡罗方法进行不确定度评定就比较方便。具体步骤如下:①分析端面距离测量中不确定度的来源δθ、δlres、δlt、δlr,假设其分布类型及分布区间;②确定输入xk、yk、zk、xi、yi、zi的期望值和标准差;③以xk、yk、zk、xi、yi、zi的期望和方差值生成随机数组来模拟L测量值,样本的容量为M,M越大越准确,一般取105~106即可满足要求[8];④根据δθ、δlres、δlt、δlr的分布类型及分布区间,通过计算机模拟产生4维随机数组来模拟δθ、δlres、δlt、δlr的取值,样本的容量为M;⑤将以上得到的M个样本的L、δθ、δlres、δlt、δlr随机序列,代入端面距离计算数学模型,求得M个的端面距离的样本值;端面距离的测量结果l为该M个样本的均值[9];端面距离l测量的标准不确定度u(l)为该M个样本的标准差;⑥将得到的端面距离的M个样本值从小到大排序,如果给定包含概率为P,测量结果的包含区间可估计为[l(1-P)M/2,l(1+P)M/2],其中,l(1-p)M/2和l(1+p)M/2分别为M个样本值从小到大排序后的第(1-p)M/2和第(1+p)M/2个样本值。包含区间对称时,扩展不确定度可确定为U(l)=(l(1+P)M/2-l(1-P)M/2)/2,此时包含因子可确定为k=U(l)/u(l)。
利用蒙特卡罗模拟方法对上述工件的两平行端面距离进行测量不确定度评定,取样本容量M=100 000,根据各输入量的分布(表1),用LabVIEW软件进行模拟产生与各输入量相对应的M个随机数,依次代入式(1)、式(2)和式(6)计算数学模型,求得端面距离的M个样本值,进而得出测量不确定度评定结果。通过50次模拟观察,反映100 000个随机样本值与计数统计关系的直方图见图1。
5 结论
蒙特卡罗方法(MCM)和传统的不确定度传播定律方法得到的测量不确定度评定结果如表2所示。取置信概率P=95%,根据GUM评定得到的端面距离的估计值l=49.9978mm,其扩展不确定度U=0.0038mm是由合成标准不确定度u(l)=0.0019mm及包含因子k=2.00所确定的,包含区间满足[49.9940,50.0016]mm;根据MCM评定得到的端面距离的估计值l=49.9978mm,其扩展不确定度U=0.0035mm是由合成标准不确定度u(l)=0.0020mm及包含因子k=1.77所确定的,包含区间满足[49.9943,50.0013]mm。
可见,采用GUM和MCM两种方法进行不确定度评定得到的测量结果比较接近,由两种方法的不确定度评定过程可以看出,MCM方法方便高效,利于更好地形成评定软件,借助计算机易于实现不确定度的智能化评定,减弱坐标测量机操作人员评定测量不确定度需要专业知识和评定经验方面的限制,具有良好的应用前景和实用价值。
摘要：以坐标测量机端面距离测量为例,全面分析测量全过程中影响测量结果不确定度的主要因素,建立坐标测量机测量端面距离的不确定度数学模型;利用蒙特卡罗数值模拟方法进行仿真,得到被测参数的测量不确定度,给出了完整的测量结果,提升了坐标测量机的应用价值。将蒙特卡罗模拟方法评定结果与测量不确定度表示指南给出方法评定的结果进行比较,可以看出应用蒙特卡罗模拟方法对于评定复杂模型测量不确定度更方便、高效。
关键词：坐标测量机,端面距离测量,蒙特卡罗模拟,不确定度评定
参考文献
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测量的不确定度 篇9
1. 测量依据:依据J J G33-2002《万能角度尺检定规程》
2. 环境条件:温度 (20±1 0) ℃
3. 测量标准设备:2级角度块, 最大允许示值误差为±30″
二、测量不确定度评定
1. 被测对象:分度值为2′, 测量范围为 (0~320) °的万能角度尺, 最大允许示值误差为±2′
2.检定方法:用相应角度值的2级角度块与游标万能角度尺两测量面均匀接触在制动器松开与紧固时各测量一次, 万能角度尺的示值与角度块的示值之差既为万能角度尺的示值误差。
3. 数学模型:△L=Li—L0…… (1)
式中:△L—万能角度尺的示值误差
Li—万能角度尺的示值
L0—角度块的角度值
4.1 方差及灵敏度系数依据公式 (1) 得
4.2 输入量的标准不确定度评定
4.2.1 输入量的标准不确定度u (Li) 的评定
输入量Li的标准不确定度u (Li) 主要来源于万能角度尺分度值量化误差引起的不确定度, 采用B类方法进行评定。
万能角度尺的分度值为2′, 量化误差为 (2/2) ′, 估计其为均匀分布, 包含因子k取, 则标准不确定度u (Li) 为
4.2.2 输入量L0的标准不确定度u (L0·) 的评定
输入量u (L0·) 的不确定度来源主要是标准角度块角度尺寸的不确定度分项u (L01·) ;万能角度尺和标准角度块的热膨胀系数存在不确定度, 当温度偏离标准温度20℃引起的标准不确定度分项u (L02·) ;和万能角度尺与标准角度块温度引起的标准不确定度分项u (L03·) 。
4.2.2.1 标准角度块引起的标准不确定度分项u (L01·) 的评定
根据检定证书, 2级标准角度块的最大允许误差30″, 认为其服从均匀分布, 包含因子k取, 当被测值在90° (不确定度可能最大) 的情况下, 标准不确定度u (L01·) 为
4.2.2.2 万能角度尺和标准角度块热膨胀系数给出的标准不确定度分项u (L02·) 的评定
万能角度尺与标准角度块热膨胀系数存在的不确定度, 当温度偏离标准温度20℃引起的标准不确定度分项u (L02·) 。 (采用B类方法进行评定) 。
由于万能角度尺热膨胀系数和标准角度块热膨胀系数均为= (11.5±1) ×10-6/℃, 故两者热膨胀系数都在 (11.5±1) ×10-6/℃范围内均匀分布, 两者热膨胀系数之差△a应在±2×10-6/℃范围内服从三角分布, 该三角分布半宽a为2×10-6/℃, 包含因子k取, L以90°代入, △t以10℃代入, 得:
4.2.2.3 万能角度尺和标准角度块温度差引起的标准不确定度分项u (L03·) 的评定。采用B类方法进行评定。
万能角度尺和标准角度块间有一定的温度差存在, 并以等概率落于-1℃~+1℃区间内, 认为其半宽a为1℃范围内服从均匀分布, k3, L以90°代入, a以11.5×10-6℃-1代入:
4.2.2.4输入量L0的标准不确定度u (L0) 的计算
5. 合成标准不确定度的评定
标准不确定度一览表
输入量和彼此独立不相关, 所以合成标准不确定度可按下式得到
6. 扩展不确定度的评定U
三、测量不确定度报告:
万能角度尺示值误差测量结果的扩展不确定度为
测量的不确定度 篇10
根据JJG70-2004《角度块检定规程》规定的方法, 使用最大允许示值误差为±5″的测角仪, 运用连续测量方法对工作角度为90°的二级角度块的角度偏差进行测量, 得到其测量结果分为是:
取该组数据的平均值为输入测量的最佳估计值。分析测量结果的不确定度。
2 测量过程概述
1) 测量方法:基于J J G70-2004《角度块检定规程》中所规定的计量方法。2) 环境条件:保持温度在20±5℃。3) 测量标准:测角仪的最大允许示值误差为±5″。4) 测量对象:二级角度块的最大允许示值误差为±30″。5) 测量方法:于测角仪上选取一位置测量出结果。测量之前, 测角仪调整为工作状态中, 角度块放置在工作台, 将其中一个工作面垂直于光管光轴, 待该工作面十字同光管十字吻合一线时, 读取测角仪示值α1;接着, 逐渐转动光管, 使之与角度块另一个工作面再次垂直时, 读取测角仪示值α2, 运用公式计算得出被测量角度块的工作角度值偏差数。
计算公式为:β=|α2-α1|
工作角度值偏差:α=|180°-β|-α0
6) 不确定度的评定结果运用:通过上述环境条件下进行测量得到的结果, 通常情况下可对本次不确定度的评定结果进行直接运用。
3 数学模型
根据JJG70-2004《角度块》检定规程规定的方法, 同时对计算公式中系统误差导致的修正值和随机误差导致的修正值忽略不作添加, 那么依据测量结果公式进行计算可得工作角度偏差值α的数学模型则是按照公式进行计算, 即:α=|180°-|α2-α1|-α0
上式中:α为工作角角度值偏差;α1为二级角度块的第一工作面读数示值;α2为二级角度块另一个工作面读数示值;α0为被测量角度块在标准仪器中的标称角度值。
4 相关性
二级角度块的两个工作面的读数示值α1与α2均由同一个测角仪测量得出, 因此, α1与α2具有强相关性。可通过 (α2-α1) 来消除相关性带来的影响。
5 输入量的标准不确定度评定
5.1 输入量β标准不确定度uβ的评定
经分析可知, 输入量β的标准不确定度uβ, 其不确定度主要是来自测角仪自身的测量重复性, 因此可对二级角度块作连续性测量, 并运用A类方法对其不确定度进行评定。
运用连续测量方法, 在重复性环境条件下对工作角度为90°的二级角度块的一个工作面进行测量, 得到一组测量结果列为:
并通过运用贝塞尔公式计算其单次实验标准差值为:
同样的, 在重复性环境条件下对工作角度为90°的二级角度块的另外三个工作面进行测量, 分别测量10次得到3组不同的测量结果列, 并依据上述单次实验标准差值的计算公式进行计算, 结果详见表1。
对各标准差合并得到:
实际测量以2次测量值的算术平均值作为测量结果, 则:
对其自由度进行计算, 得到:
5.2 输入量α0的标准不确定度μ (α0) 的评定
6 合成标准不确定度的评定
6.1 传递系数
6.2 标准不确定度汇总表
输入量的标准不确定度评定结果, 详见表2。
6.3 合成标准不确定度的计算
由于两个输入量β与α0之间不存在相关性, 因此其合成标准不确定度可通过以下公式计算得出:
6.4 合成标准不确定度的有效自由度的计算
7 扩展不确定度的评定
取置信概率P=95%, 有效自由度按照veff=50, 查t分布表得出:
8 测量不确定度的报告与表示
测量误差和测量不确定度 篇11
关键词：测量误差；测量不确定度；重复性实验；计量标准考核
中图分类号：TM933文献标识码：A文章编号：1009-2374（2009）16-0191-02
在量值传递与溯源过程中，数据处理是一个关键步骤。人们在使用误差理论的过程中，又发展出了不确定度概念，如何正确使用这两个概念，是基层计量人员需要解决的问题。
一、测量误差和测量不确定度的概念
（一）国家技术规范（JJG1027-91）关于测量误差的定义
测量误差是指测量结果与被测量真值之差。它既可用绝对误差表示，也可以用相对误差表示。按其出现的特点，可分为系统误差、随机误差和粗大误差。
根据定义，在实际使用中的测量误差Δ等于测量仪器的示值减对应的输入量之真值（或约定真值）XS，即Δ=X-XS。测量误差通常可分为系统误差和随机误差两类。误差是客观存在的，由于在绝大多数情况下，真值不能确定，所以真误差也无法知道。我们只是在特定条件下寻求的真值近似值，并称之为约定真值。但这个约定值也仅仅是相对于某一特定条件而言，所以人们针对真值的不确定，提出了不确定度这一概念。
（二）国家技术规范（JF1059-1999）关于测量不确定度的定义
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。它按某一置信概率给出真值可能落入的区间。此参数可以是标准差或其倍数，或说明了置信水准的区间的半宽度，其值恒为正。不确定度用来表征被测量的真值所处量值范围，但它不是具体的真误差，它只是以参数形式定量表示了对同一量多次测量结果可能所处的范围。不确定度按其获得方法分为A、B两类评定分量，A类评定分量是用统计方法确定的分量；B类评定分量是用非统计方法确定的分量。
二、测量误差和测量不确定度的联系和区别
（一）测量不确定度是误差理论的发展
误差分析是测量不确定度评定的理论基础，误差和不确定度虽然定义不同，但两者他们有着密切的联系。在不确定度B类评定时，更是离不开误差理论所得出的结果，如数据修约带来的误差、标准表带来的误差等，不确定度的概念是误差理论的应用和拓展。
（二）误差和测量不确定度的具体区别（见下表）
（三）测量不确定度的局限性
测量不确定度作为误差理论的发展，自身也存在着缺陷。从定义中分析，不确定度是用来“表征合理地赋予被测量之值的分散性”，也就是说不确定度表示的区间代表了对某个量的多次测量处于其间的概率，这与误差理论中的随机误差有相似之处，相当于是对随机误差概念的扩展，是对随机误差的范围做出具体界定。不确定度定义中的第二句“与测量结果相联系的参数”，表示单独使用不确定度是没有意义的，必须和测量结果同时出现，反映出的是测量结果的精密度。
三、计量标准考核（复查）申请书中的最大允许误差和测量不确定度
在计量标准考核（复查）申请书的第3页表格中有一栏为“不确定度或准确度等级或最大允许误差”，也就是表示此三个量为并列关系。但不确定度和允许误差无论是从概念上，还是表示的方式上都有极大的不同。
1．不确定度表示的是测量结果按照某一给定的概率处于某一区间可能，并有超出该区间的可能性，而允许误差对测量结果的要求是绝对不能超过某一区间，否则就被判不合格。
2．最大允许误差用符号MPE表示，其数值一般应带“±”号。例如可写成“MPE：±0.1”。当填写不确定度时，应使用扩展不确定度来表示。可写成“U=0.1%（k=2）”。
3．当同一台装置在复现性条件下，让两个人进行申请书填写，上述栏目中如果按照最大允许误差来填写，两个人的选择有相同的结果，如果按照不确定度来填写，结果会有不同。这是因为对最大允许误差的要求是一致的，而对不确定度的评定有很大的随机性。这是因为评定者对不确定度分量的来源理解不同，对各分量的取舍要求不一致，从而造成合成不确定度不同。即使是合成不确定度相同，当评定者对置信概率的要求不一致时，也会造成扩展不确定度的不同。
四、测量同一量时出现两个不同区间的不确定度
选用一只经检定合格的量限为150V、0.5级指针式仪表，其扩展不确定度是U=0.75V（k=3），当用该表测量140V电压（采用恒压源，误差忽略不计）时，上升时测得140V为139.9V，下降时测得140V为139.5V，存在0.4V的变差。此时测量140V出现的不确定度区间为138.75V～140.65V，落差值为2.1V，大于正负误差的极限差值1.5V。如下图所示：
由上图可知，在对同一量的测试过程中无论是上升或下降，按照不确定度的概率区间，测量值出现在139.25V以下时也是可以接受的。按照误差理论，用该表测量140V时是不会出现在139.25V以下的。
五、实际工作中测量误差和测量不确定度的应用范围
1．由于测量误差概念简单，使用方便，在基层单位得到广泛应用。无论是绝对误差，还是相对误差、引用误差，都被计量人员所熟知。一般的计量装置和工作表计，在说明书中看到的都是以测量准确度（accuracy of measurement）来界定其测试性能，很少有采用不确定度（uncertainty）或扩展不确定度（expanded uncertainty）来界定的。
2．测量不确定度由于其给定的量是用来衡量测量值的所处区间，而不是用来判断被检表或测量值是否合格，所以在日常工作中较少使用。
六、重复性实验对不确定度的影响
1．计量标准的重复性是指在相同测量条件下，重复测量同一个被测量，计量标准提供相近示值的能力。重复性测量通常都是作为A类不确定度来源，因此在进行不确定度评定时，应考虑测量中被检定对象对测量结果的影响。
2．《计量标准考核规范实施指南》（JJF1033-2008）中规定“测量对象应为常规的被检定计量器具，而不是本身重复性和稳定性都是最佳的被检定计量器具，这样评定的不确定度可以用于大多数的检定结果”。
3．根据考核指南的规定，计量人员进行电能表标准装置的评定过程中，由于测量对象的重复性能不好，造成A类不确定度偏离，从而引入新的不确定度，增加B类不确定度来源。
七、结论
根据以上分析，测量误差由于真值的不确定，所得误差包含不确定因素。测量不确定度虽然是误差理论的发展，但对其如何正确理解和使用还需要一个过程。在供电公司的计量检定中，我们需要知道的是被测量不能超过某一区间而不是处于某一区间，所以，测量误差这一概念可能更适合我们的日常工作。
参考文献
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瓷砖放射性测量的不确定度分析 篇12
瓷砖作为一种常见的装修材料, 已经广泛应用于家庭和各类公共场所。由于其原材料等因素, 瓷砖产品中或多或少都存在有放射性。随着人们工作生活水平的提高, 对于健康的重视, 对生活环境要求也越来越高, 随之也对瓷砖这一常见装修材料中存在的放射性产生关注, 从而对瓷砖放射性检测提出了更高的要求。本文通过对某瓷砖进行放射性测量, 给出放射性测量结果及其不确定度评定报告, 为更多的检测工作提供参考。
2 测量方法
2.1 测量样品:
瓷砖粉末 (过0.16mm筛) ;
2.2 环境条件:
(23±2) ℃, 相对湿度 (50±10) %;
2.3 测量仪器:
FYFS-2002F全自动低本底γ能谱仪、JJ1000电子天平 (量程1000g、分度值0.01g) 与标准源样品几何形态一致的样品盒 (直径75mm, 高度70mm) ;
2.4 测量依据:
GB 6566-2010《建筑材料放射性核素限量》 (以下简称GB 6566标准) , 将样品放入样品盒, 称重 (精确至0.1g) , 密封待测;当样品中天然放射性衰变链基本达到平衡后, 在与标准样品测量条件相同情况下, 采用低本底多道γ能谱仪对其进行镭-226、钍-232、钾-40的比活度进行重复性测量 (n=10) 。
2.5 计算公式
2.5.1 内照射指数:
式中:
IRa———内照射指数;
200———仅考虑内照射情况下, 标准规定的建筑材料中天然放射性核素镭-226的放射性比活度限量, 单位贝克每千克 (Bq·kg-1) ;
2.5.2 外照射指数:
式中:
Ir———外照射指数;
CRa、CTh、CK———依次为建筑材料中天然放射性核素镭-226、钍-232、钾-40的放射性比活度, 单位贝克每千克 (Bq·kg-1) ;
370、260、4200———依次为仅考虑外照射情况下, 标准规定的建筑材料中天然放射性核素镭-226、钍-232、钾-40在其各自单独存在时标准规定的限量, 单位贝克每千克 (Bq·kg-1) 。
3 测量不确定度来源
以本次测量为例, 不确定度主要来源包括:
(1) B类不确定度, 包括仪器检定证书、天平示值读数修约, 标准源校准证书和环境因素等引入的相对不确定度;
(2) A类不确定度, 由测量重复性引入的相对不确定度。
4 相对不确定度来源的分析
4.1 B类不确定度
4.1.1 由电子天平检定证书引入的相对不确定度Urel (C1) 的分析
由电子天平检定证书给出的最大允许误差±0.5g, 以标准源340.0g计算:
4.1.2 样品称量过程引入的相对不确定度Urel (C2) 的分析
样品装入质量不同, 使得样品在样品盒内的高度不同。由于样品盒与标准源样品盒几何形态一致, 样品装入质量与标准源质量基本一致, 根据之前测量经验以及进行多次样品填装观察, 样品填装高度变化很小, 因此本次测量样品填装质量引起的不确定度忽略不计。
由电子天平示值读数修约引入的不确定度:
依据GB 6566标准要求样品称重精确至0.1g, 以标准源340.0g计算:
4.1.3 由能谱仪检定证书引入的相对不确定度Urel-Ra (C3) 、Urel-Th (C3) 、Urel-K (C3) 的分析
由能谱仪检定证书给出的核素活度偏差测量不确定度, 镭-226、钍-232、钾-40分别为4.6%、5.0%、4.6% (扩展因子k=2) , 则由能谱仪检定证书引入的相对不确定度为:
4.1.4 由标准源校准证书引入的相对不确定度Urel-Ra (C4) 、Urel-Th (C4) 、Urel-K (C4) 的分析
由标准源校准证书给出的相对扩展不确定度,
镭-226、钍-232、钾-40分别为4.8%、4.8%、4.6% (扩展因子k=2) , 则由标准源校准证书引入的相对不确定度为:
4.1.5 由环境因素引入的相对不确定度Urel (C5) 的分析
根据GB 6566规定样品的天然放射性核素衰变链基本达到平衡后, 在与标准样品测量条件相同的条件下进行。本次测量样品放置时间15天, 样品放置时间引起的相对不确定度取值1%。
因为能谱仪采用碘化钠探测器, 对环境温湿度比较敏感, 测量过程中控制室温变化≤±2℃, 湿度变化小于20%。温湿度变化引起的相对不确定度取值为1%。
综上, “环境因素”的两个分量“放置时间”和“温湿度”独立不相关, 则由环境因素引入的相对不确定度为:
4.2 A类不确定度
本次测量重复性引入的相对不确定度Urel (C6) 的分析
用统计方法计算确定, 对样品进行10次重复性测量, 测量结果见表1。
式中:s———单次测量标准差;
xi———第次测量结果;
x珋———次测量结果平均值;
n———测量次数 (本次取n=10) ;
将表1中CRa、CTh、CK测量结果分别代入贝塞尔公式, 得标准差分别为:3.7、2.6、22.3;
将测量结果标准差代入式子
得CRa、CTh、CK测量重复性引入相对标准不确定度分别为Urel-Ra (C6) =1.15%、Urel-Th (C6) =0.95%、Urel-K (C6) =1.13%。
4.3 相对不确定度分析结果
相对不确定度分析结果如表2:
5 放射性测量合成标准不确定度和扩展不确定度
5.1 合成标准不确定度
如表2各相对不确定度分量独立不相关, 所以放射性测量合成标准不确定度为:
分别将求得的CRa、CTh、CK不确定度代入式中, 求得各比活度测量变化量, 代入式子
放射性测量合成标准不确定度:
5.2 扩展不确定度
放射性测量IRa、Ir的扩展不确定度 (扩展因子k=1) 为:
6测量不确定度分析结果
根据GB6566标准中4.5条的规定, 当样品中镭-226、钍-232、钾-40放射性比活度之和大于37Bq·kg-1时, 本标准规定的试验方法要求测量不确定度 (扩展因子k=1) 不大于20%。
本次放射性测量结果取表1中平均值IRa=0.5, Ir=0.8测量不确定度 (扩展因子k=1) 为U'rel (IRa) =3.8%, U'rel (Ir) =2.1%符合上述要求。
7结语
由本次测量不确定度分析可以看出, 能谱仪本身和标准源校准带来的不确定度对测量结果影响最大, 其次是环境因素和测量重复性带来的不确定度, 电子天平带来的不确定度影响最小。因此, 首先应该定期对能谱仪和标准源进行校准;其次由于碘化钠探测器对温湿度变化敏感, 则放射性测量过程中应该特别注意环境条件的控制, 室温变化应小于2℃, 相对湿度变化应小于20%, 以提高放射性测量数据的准确度。
参考文献
[1]中国建筑材料科学研究总院.GB 6566-2010建筑材料放射性核素限量[S].北京:中国标准出版社, 2011.
[2]江苏省计量科学研究院.JJF1059.1-2012测量不确定度评定与表示[S].北京:中国标准出版社, 2013.
[3]林珍奇.陶瓷砖内照射指数和外照射指数的测量不确定度的评定[J].广东建材, 2013年第7期.
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