测量不确定度评定报告
检定证书测量不确定度评定报告样本数字压力计
检定证书测量不确定度评定报告证书编号174702400溯源单位省院仪器名称数字压力计出厂编号/测量范围（-0.1～6）MPa 检定结论0.05级合格溯源使用的标准器带平衡式液柱活塞式压力真空计/活塞式压力计测量范围（-0.1～0.5）MPa/（0.1～6）MPa测量不确定度/准确度等级/最大允差0.005级一、评定依据：1.JJF 1059.1《测量不确定度的评定与表示》2.JJG875-2019《数字压力计》检定规程二、环境条件：20.3℃,41.5%;三、数学模型：s-P P =∆∆——压力示值误差P ——数字压力计的上行程和下行程的示值平均值；s P ——检定数字压力计的标准器的示值；四、各标准不确定度分量1.来自数字压力计测量结果引入的不确定度分量1u ：因测量数据列不可得，根据检定证书的测量结果，在上行程和下行程取该点的测量误差最大值做为区间半宽，计算其示值误差，按照B 类测量不确定度评定，取均匀分布，包含因子3=k 进行计算：i axi P u ⨯∆=3m 1。
2.来自环境影响引入的测量不确定度2u ：由证书可知其检定环境符合规程要求，该项不计。
02=u 。
3.来自标准器引入的不确定度3u ：由证书可知其检定所用计量标准器为0.005级，（-0.1～0.5）MPa 的带平衡液柱活塞式压力真空计，量程为0.6MPa 和（0.1～6）MPa 的活塞式压力真空计，其量程为5.9MPa。
按B 类不确定度评定，取均匀分布，包含因子3=k 进行计算：量程⨯=3%005.03u 。
cu 1u 3u 五、合成标准不确定度根据不确定度的传播率，数字压力计示值误差的相对不确定度公式计算如下：2322222212c 31u c u c u c u ++=各分量不相关，相关系数为1，计算结果见表1：表1测量不确定度计算结果标准器示值/MPa 正行程平均值/MPa 反行程平均值/MPa /MPa /MPa MPa U （k =2)/MPa U r （k =2)/%FS -0.08-0.0802-0.08020.000120.000020.000120.00030.004-0.04-0.0401-0.04010.000060.000020.000060.00020.002-0.02-0.0201-0.02010.000060.000020.000060.00020.00200.00000.0000/0.000170.000170.00040.00610.99990.99990.000060.000170.000180.00040.0062 2.0000 2.00000.000000.000170.000170.00040.0063 3.0001 3.00020.000120.000170.000210.00050.0074 4.0003 4.00040.000230.000170.000290.00060.0095 5.0004 5.00060.000350.000170.000390.00080.01366.00056.00050.000290.000170.000340.00070.011六、扩展不确定度数字压力计的扩展不确定度U=ku c （k =2)计算结果见表1；用满量程的百分数表示见表1。
测量不确定度评估报告
测量不确定度评估报告1.识别测量不确定度的来源在医学实验室中构成测量不确定度的4个主要分量主要包括“检验过程不精密度”、“校准品赋值的不确定度”、“样品影响分量”和“其它检验影响分量”。
我们参考CNAS-GL05：2011《测量不确定度要求的实施指南》和CNAS-TRL-001：2012《医学实验室―测量不确定度的评定与表达》的要求，制定了测量不确定度评定程序，评估了本科室申报的定量项目的测量不确定度。
由于在医学实验室中“样品影响分量”和“其它检验影响分量”的不确定度难以估计，故我们只评估了前两个分量的不确定度。
2.目标不确定度2.1 确定的检验程序在正式启用前，实验室应为每个测量程序确定目标不确定度，即规定每个测量程序的测量不确定度性能要求。
2.2 检验科每个测量程序的目标不确定度由各实验室确定。
2.3 各实验室在确定目标不确定度时可以基于生物变异、国内外专家组的建议、管理准则或当地医学界的判断。
根据应用要求，对不同水平的测量结果可以确定一个或多个目标不确定度。
2.4目标不确定度如下：2.4.1临床化学项目将TEa(国家标准(GB/T20470-2006)、卫生部临床检验中心室间质量评价标准)作为目标扩展不确定度。
2.4.2血液学项目，将TEa（行业标准WS/T406-2012）指标作为目标扩展不确定度。
3.确立输出量与输入量之间的数学模型若输出量为Y（被测量值），输入量X的估计值为xi，则被测量与各输入量之间的函数关系为Y=f（x1，x2，x3，x4…）；由于在医学实验室中“样品影响分量”和“其它检验影响分量”的不确定度难以估计，故只对前两个分量的不确定进行评估。
4测量不确定度的计算4.1 A类评估：检验过程不精密度评估样本使用高低2个水平的室内质控品作为实验用样本。
计算本室2水平质控品的日间精密度。
计算批间变异系数CV。
=批间u 批间CV4.2 B 类评估：校准品赋值的不确定度评估信息来源于厂商提供的校准品溯源性文件。
测量不确定度评定报告
*******测量不确定度报告一、概述1.1 测试标准：GB/T1.2 测试环境：温度21℃, 相对湿度65%二、建立数字模型x = xi式中： x ---调湿后织物的断裂强力，Nxi----几个试样的平均断裂强力，N三、不确定度的来源3.1不确定度来源图示如下：强力仪数字修约拉断强力（N）纱线均匀度试样宽度偏差样品间差异试样夹持状态经密度纬密度测试的重复性3.2不确定度在测试过程中主要来源：3.2.1 测试的重复性导致的不确定度分量a. 样品间差异：织物的经密度、纬密度及纱线自身均匀度的差异构成了样品间的差异。
b. 试样宽度偏差：标准规定试样宽度为50mm，如最后一根纱线超过半根则留之，未超过半根则不留，这就导致试样宽度不一致，影响试样的断裂强力。
c. 夹持状态不理想：按要求夹口线应与拉伸线垂直，但在实际操作时，由于织物懂得经纬向分布不平直均匀，难以控制到理想状态，不同人员对同样品作测试的结果也会有差异。
3.2.2 数字修约导致的不确定度分量3.2.3 强力仪导致的不确定度分量由于仪器跟踪应力的灵敏度导致自动显示终端的最大示值误差。
四、不确定度的评定4.1 测试的重复性导致的不确定度分量设计方案如下：取同批样本的六个样品，各裁取经向、纬向各3块，长300mm,宽约60mm，再修正到50mm，如最后一根纱线超过半根则留之。
两个不同方向断裂强力的测试结果见表1。
注：u (x ) 表示试验重复性导致的不确定度分量，其计算方法为：u (x ) =nx u )(=3.68 N ，其中：s(x i ) = 2)x - (x i 1-n 1∑=15.61N 4.2 结果数字修约导致的不确定度分量因结果报告应为计算结果的算术平均值，此值大于10N 且小于1000N 。
那么最大可能值的半宽区间a=1N/2=0.5N ，取矩形分布，按JJF1059-1999中5.6评定引入的不确定度分量为：u （修约）=35.0=0.29N4.3 匀速拉伸试验仪导致的不确定度分量拉伸强力仪经校准后，给出强力机最大示值误差的相对不确定度：u rel （示值）=0.3%，k =2当断裂强力为780N 时，u （示值）= 0.3%/2×780 = 1.17 N五、合成不确定度关于断裂强力不确定度的合成不确定度为：u c （y ）=()222((仪器）修约）u u x u ++ = 3.87 N六、扩展不确定度取k =2 ，U = k × u c （y ）= 2×3.87N=7.7N七、结果报告按GB/T 3923.1-2013和ASTM D5035-2011对织物进行拉伸强力试验： 经向断裂强力为780N ，U =7.7N ，k =2 同理，纬向断裂强力551N ，U =7.6N ，k =2八、编制审核人信息 编制人：日期：审核人：日期：。
单相标准测量结果不确定度评定报告
电子式单相标准电能表测量结果不确定度评定一、概述1、测量依据：JJG596—1999《电子式电能表检定规程》。
2、环境条件：温度（20±1）℃，相对湿度（60±15）%RH。
3、测量标准：本次使用的测量标准为0.05级三相电能表检定标准，型号为S—6502；检定装置为0.1级三相电能表检定装置，型号为ST—9001D1B。
4、被测对象：单相标准电能表，准确度等级为0.1级，型号为BDJ—1A。
5、测量项目及过程：被检表连接在检定装置上，由输入电压和电流经过有源补偿的电压互感器、电流互感器送入电流一频率变换器转换成信号，由计算机精确地计数和运算，并根据累计电能和预置的参数，计算相对误差。
6、评定结果的使用：符合上述条件的测量结果，一般可直接使用本不确定度的评定方法。
二、数学模型γH=γW0式中：γH—被检标准表的相对误差；γW0—检定装置测得的相对误差。
三、输入量的标准不确定度的评定1、输入量γW0的标准不确定度u c的来源主要有几方面：u1—该不确定度分量主要由被检标准表的重复测量引入的，采用A类方法进行评定；u2—三相电能表检定装置的误差引起的不确定度分项，采用B 类评定方法；2、标准不确定度u1的评定该不确定度分量主要由被检标准表的重复测量引入的，采用A类方法进行评定。
本次测量是在相同环境条件下，相同人员，使用相同仪器，对被检单相标准电能表，220V 5A cosφ=1.0时，重复接线，重复测量10次，得到1组数据，如下表所示。
合并样本标准差：S= ∑=--10102)()1(1iixxnn=0.00072%3、标准不确定度u2的评定该不确定度分量是三相电能表检定装置的误差引起的，采用B 类方法进行评定。
装置准确度等级为0.1级，估计为巨形分布，取a=0.1；包含因子取k=3：u2=a/3=0.1/ 3=0.0577%四、合成标准不确定度的评定1、合成标准不确定度u c的估算标准不确定度u c的计算u c=[ u12+ u22]1/2=[( 0.00072%)2+(0.0577)2]1/2=0.0577%2、合成标准不确定度汇总表五、扩展不确定度的评定取置信概率p=95%，取k=2，得到:扩展不确定度U95为U95=ku c=2×0.0577%=0.1154%六、不确定度报告0.1级BDJ—1A单相标准电能表在220V 5A cosφ=1.0时相对误差测量结果的扩展不确定度为:U95=0.1154% (k=2)2009年6月23日。
钢直尺测量结果不确定度评定
1 概述 1.1 测量方法: 依据 JJG1—1999《钢直尺检定规程》。 1.2 环境条件：温度（20±2）℃，相对湿度≤85%RH 。 1.3 测量标准：三等金属线纹尺 1.4 测量对象：1000mm 钢直尺最大允许示值误差为±0.20mm。 1.5 测量过程 钢直尺测量时，将放置在检定台上的钢直尺和三等标准金属线纹尺调至平行，并使 两尺的首端（零位）对准，然后在三等标准金属线纹尺上直接读出被测尺的示值误差。 1.6 评定结果的使用 在符合上述条件下的测量结果，一般可参照使用本不确定度的评定方法。 2 数学模型 △L=△е 式中：△L—钢直尺的示值误差； △е—钢直尺在三等金属线纹尺上对应的偏差读数值。 3 输入量△е的标准不确定度分量的评定
u (e3 )
L a 3
0.006mm
第 1 页 共 3 页
单位 mm
测量点
200 0.001
400 0.002
600 0.003
800 0.005
1000 0.006
u (e3 )
3.4 三等金属线纹尺和钢直尺线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 (e4 ) 的评定（采用 B 类方法进行评定） 由于三 等金属线纹尺和钢直尺的线膨胀系数，钢直尺的线膨胀系数分别在 αs= （16.5±1）×10-6/℃和α=（11.5±1）×10-6/℃范围内分布，两者线膨胀系数中心值差为△α 应在（5±2）×10-6/℃范围内服从三角分布，该三角分布半宽 α为 2×10-6/℃，包含因子 κ 取 6 ，L 以 1000mm 代入，△t 以 2℃代入，得
不确定度来源 校准钢直尺时人眼分辨率 标准金属线纹尺示值误差 温度偏离标准温度 被校准钢直尺和标准金属线纹尺线 膨胀系数的不确定度 被校准钢直尺和标准金属线纹尺两 者温度差
测量不确定度报告
测量不确定度报告导言在科学和工程领域中，精确测量是至关重要的。
然而，任何测量都会存在一定的不确定性，即测量结果与真实值之间的差异。
为了准确评估测量数据的可靠性，测量不确定度报告在实验和研究中扮演着重要的角色。
本文将探讨测量不确定度报告的概念、意义以及其中的关键要素。
一、测量不确定度的定义测量不确定度指的是测量结果和预期真实值之间的范围，它是一种对测量结果的估计，表明该结果附近可能存在的误差。
不确定度的大小反映了测量结果的可靠性和精确性。
二、数据收集与处理在进行测量实验时，数据的收集和处理环节决定了最终的测量不确定度。
数据采集要确保足够的重复性和可重复性，通过多次实验取得一系列测量数据。
然后，需要对数据进行处理，例如计算平均值和标准偏差，以提供更准确的测量结果。
三、类型和来源测量不确定度可以分为两种类型：随机误差和系统误差。
随机误差是由于测量条件的不确定性引起的，如仪器的精确度和环境条件的变化。
系统误差是由于仪器的固有偏差、操作者偏差或方法的局限性等引起的。
这两种不确定度来源需要被合理评估和记录。
四、表达和计算测量不确定度通常用标准差或扩展不确定度来表示。
标准差是一种衡量数据分散程度的统计指标，通过对数据的方差进行开方计算得到。
扩展不确定度考虑了其他因素的贡献，例如系统误差和不确定度分量之间的相互关系。
计算测量不确定度时，应使用适当的数学模型和统计方法。
五、报告的要素一份完整的测量不确定度报告应包括以下要素：1. 实验目的和背景：说明进行该实验的目的以及背景知识和相关研究。
2. 测量方法：详细描述实验过程、使用的仪器和设备。
3. 数据处理和不确定度评估：展示数据处理的步骤，计算不确定度，并解释评估方法。
4. 结果与讨论：提供最终的测量结果以及与其他研究或标准值的比较，在结果的讨论中，解释不确定度对结果的影响。
5. 结论：总结实验结果，强调测量不确定度对结果的重要性。
六、应用与影响测量不确定度报告在科学和工程领域中有广泛的应用。
化学成分 测量不确定度评估报告
S=（0.0018±1.1600）% 其中扩展不确定度U=1.1600是由合成标准不确定度 x2得到
Cr=（1.03±1.1604）% 其中扩展不确定度U=1.1600是由合成标准不确定度 x2得到
批准/日期： 审核/日期： 制定/日期：
测量不确定度的评定报告
Mn
P
S
Cr
2.4 仪器的测量精度所引入的B类不确定度，
由仪器的检定证书得到的示值误差分别为： C 0.035% Si 0 Mn 0.03% P 0.001% S 0 Cr 0.028% ，按均匀分布考虑评定其标准不确定度
C = =0.02 % Si = =0 %
Mn = =0.017 % P = =0.00058 %
1.01
1.01
1.04
1.03
1.02
1.03
1.01
1.04
1.04
2.2 计算平均值C %
Si %Mn %
批准/日期： 审核/日期： 制定/日期：
测量不确定度的评定报告
P % S %
Cr %
2.3 单次标准偏差 C
Si Mn
P S
Cr
标准不确定度 C
Si
批准/日期： 审核/日期： 制定/日期：
测量不确定度的评定报告
一、化学成分分析试验概述
试验采用FMX直读光谱仪， 依据GB／T4336-2016 《碳素钢和中低合金钢 多元素含量的测定 火花放电原子发射光谱法（常规法）》，进行化学成分分析。
二、测量不确定度分量
2.1根据定义，可以用标准偏差表示的不确定度称为标准不确定度。通过对试样在重复性条件进行多次测量后得出A类不确定度。设单次化学成分测试用 表示。
不确定度报告
不确定度的评定一、概述：1、测量依据评定方法依据JJF1059.1-2012《测量不确定度评定与表示》的规定测量依据JJG617-1996《数字温度指示调节仪检定规程》的规定2、测量环境温度（20±5）℃，相对湿度（40-75）%RH3、测量标准使用GST3003直流标准信号源，量程（0-100）mv,△d=±(0.01%读数+0.003%量程)，标准水银温度计（0-50）℃。
4、被测对象本次评定对象是分辨力0.1℃,准确度等级0.5级的数字温度指示调节仪，规格为K分度，测量范围（0-999.9）℃。
5、检定方法按照JJG617-1996《数字温度指示调节仪检定规程》中“输入基准法”规定，检定点按200℃、400℃、600℃、800℃顺序检定，每个检定点两个循环测量中取误差最大值作为该仪表在该测量点的基本误差。
二、数学模型△ｔ＝ｔd－ｔs－ｔe△ｔ：仪表示值误差℃ｔd：仪表的显示温度值℃ｔs：标准器毫伏值对应的温度值℃ｔe：冷端温度补偿对应的环境温度值℃三、各输入量标准不确定度的评定１、输入量ｔd的标准不确定度Ｕ(td)的评定输入量Ｕ(td)的不确定度来源主要由两部分：测量重复性Ｕ(td1)和仪表的分辨力Ｕ(td2) 1.1、测量重复性的标准不确定度Ｕ(td1)的评定采用输入基准法测量，并用Ａ类评定法确定不确定度，在200℃、400℃、600℃、800℃各测量点上分别连续10次测量，得到各测量列及标准偏差如下表：采用Ｂ类评定法评定不确定度，由仪表分辨力ｂ导致的示值误差区间半宽为ａ=b/2, 均匀分布，包含因子Ｋ＝ 3 ，因此Ｕ(td2)=0.05/K=0.05/ 3 =0.029℃输入量的不确定度Ｕ(td)=u2(td1)＋u2(td2)200℃：Ｕ(td)=(0.045)2＋(0.029)2=0.054℃400℃：Ｕ(td)=(0.040)2＋(0.029)2 =0.049℃600℃：Ｕ(td)=(0.033)2＋(0.029)2=0.044℃800℃：Ｕ(td)=(0.047)2＋(0.029)2=0.055℃２、输入量ｔs的标准不确定度Ｕ(ts)的评定输入量ｔs的标准不确定度主要来自直流标准信号源的误差，采用Ｂ类方法评定，其误差分布按均匀分布考虑Ｋ＝ 3 ，△d=±(0.01%读数+0.003%量程)：200℃：△d＝±(0.01%×8.138+0.003%×100)/0.040=0.095℃, Ｕ(ts)=0.095/ 3 =±0.055℃400℃：△d＝±(0.01%×16.397+0.003%×100)/0.0425=0.109℃,Ｕ(ts)=0.109/ 3 =±0.063℃600℃：△d＝±(0.01%×24.905+0.003%×100)/0.0425=0.129℃,Ｕ(ts)=0.129/ 3 =±0.075℃800℃：△d＝±(0.01%×33.275+0.003%×100)/0.041=0.154℃,Ｕ(ts)=0.154/ 3 =±0.089℃３、输入量ｔe的标准不确定度Ｕ(te)的评定输入量ｔe的标准不确定度来自标准水银温度计的修正值.,采用Ｂ类方法评定，其误差分布按正态分布考虑Ｋ=2.58由所用二等标准水银温度计检定证书查得(20.2℃)修正值△ｔ＝-0.03℃,则Ｕ(te) =-0.03℃/2.58=0.012℃四、合成标准不确定度Uc的评定由于ｔd和ｔs、ｔe彼此相对独立，所以合成标准不确定度可按下式计算：Ｕc=u2(td)＋u2(ts)+ u2(te)200℃：Ｕc=(0.054)2＋(0.055)2＋(0.012)2 =0.078℃400℃：Ｕc=(0.049)2＋(0.063)2＋(0.012)2=0.081℃600℃：Ｕc=(0.044)2＋(0.075)2＋(0.012)2=0.088℃800℃：Ｕc=(0.055)2＋(0.089)2＋(0.012)2=0.105℃五、扩展不确定度Ｕ取包含因子ｋ＝2，则扩展不确定度Ｕ＝ｋ×Ｕc200℃：Ｕ=2×0.078=0.156℃400℃：Ｕ=2×0.081=0.162℃600℃：Ｕ=2×0.088=0.176℃800℃：Ｕ=2×0.105=0.210℃六、结论根据JJG617-1996《数字温度指示调节仪检定规程》的规定，在本单位现有仪器设备的技术条件下，用GST3003直流标准信号源作为标准器，按输入基准法对配Ｋ型热电偶、测量范围（0-999.9）℃、分辨力0.1℃、准确度等级0.5级的数字温度指示调节仪检定时，其扩展不确定度为：200℃：Ｕ≈0.16℃400℃：Ｕ≈0.16℃600℃：Ｕ≈0.18℃800℃：Ｕ≈0.21℃置信概率为95%，包含因子ｋ＝2，扩展不确定度不大于最大允许误差的1/5。
输入功率测量不确定度评估报告
输入功率测量不确定度评估报告1.目的:本报告旨在说明本实验室依照CNAS量测不确定度表示指引，分析评估本实验室依照测试法规执行贮热式室内加热器的输入功率之量测不确定度的分析方法与评估结果。
2.测量不确定度评估的标准依据：GB 4706.44-2005 《家用和类似用途电器的安全贮热式室内加热器的特殊要求》；GB 4706.1-2005 《家用和类似用途电器的安全第1部分：通用要求》JJF1059.1-2012: 《测量不确定度的评定与表示》；3.适用范围：适用于贮热式室内加热器的输入功率的不确定度评定。
4.试验环境：a).大气压力：86kPa--106kPa;b).环境温度：23℃±2℃，且试验室内无气流及热辐射影响；c).相对湿度：45%--75%RH;d).电源电压：（220V±1%），频率为（50Hz±0.5），电源总谐波失真不大于5%；e).不存在影响测量的机械振动与电磁5.试验仪器设备：6.试验方法：6.1 输入功率测量：用温度功率记录集成系统，并用10KW变压器将输入电压控制在220V±0.5V，贮6.各输入量的标准不确定度分析：6.1 输入量P1 的不确定度u1(P1)的评定输入量P1 标准不确定度的来源主要有:6.1.1 由重复性测量引入的标准不确定度u1(t1)的评定由重复性测量引入的标准不确定度,根据贝塞尔公式计算：这里x—表示n次测量的算术平均值，这里n=6。
因此u1(P1)= 1.732W/正态分布=1.732W6.1.2.由电子计时器示值误差引入的标准不确定度u4(t1)的评定查找电子计时器说明书知，对于大于48小时的时间而言，人为读数的时间误差为1/3600=0. 028%，对仪表的误差，取其极限误差1s/h, 服从均匀分布。
所以电子计时器最大示值误差引人的标准不确定度u4(t1)6.1.3.由数字功率分析仪的最大允许示值误差引入的标准不确定度u5(E1)的评定查数字功率分析仪的使用说明书：电压：0.5%（300V），电流：0.5%（5A），功率：0.5%（1.0kW），电能：0.5%；时间t：0.01s：故本身仪器最大允许示值误差的不确定度u5(E1)，服从均匀分布。
测量不确定度报告 - 副本
x
n
Si =
i 1Leabharlann ji xj
2
n 1
Sp =
1 m
s
j 1
m
2 j
x
n
Si =
i 1
ji
xj
2
n 1
合并样本标准偏差计算公式：
Sp =
1 m
s
j 1
m
2 j
式中：j—组数，j=4 ； i—测量次数，1，2，„，5 其自由度为：v = m(n-1)
表一
试验重复性测量数据和计算结果
M
标准差为：
1 n
M
i 1
i
n
i
SR
(M
i 1
n
M) 2
n 1
则所求复现性引起的不确定度分量为：u(X2)R = SR 原始记录和计算结果可采用表3进行。本评定对同一个材料，由同一人在2011年6月期间共监测了5次，检测试样为制定 塑料试样块。则根据上述公式求得硬度计复现性引入的不确定度分量为：
(s)
而在试样表面多次测量硬度值，将硬度5次平均值作为材料的平均值而报告出结果，其重复性引入的不确定度分量为：
u (X 1 ) R
SP K
2.0623 5
0.9223(HRR)
自由度 VSP = m(n-1) = 16 2、硬度计复现性所引入的标准不确定度分量u(X2)R 在洛氏硬度计工作期间的各个时期对同一标准块或试样都测定一组数据并求出各组数据的平均值，根据这些平均值 求出其标准偏差来计算复现性引起的不确定度分量。如果各时期各组检测结果的平均值为M1，M2，„Mn，则总平均值：
0.7144
测量不确定度评定报告
测量不确定度评定报告1、评定目的识别实验室定量项目检测结果不确定度的来源，明确评定方法，给临床检测结果提供不确定度依据。
2、评定依据CNAS-GL05《测量不确定度要求的实施指南》JJF1059-1999《测量不确定度评定和表示》CNAS—CL01《检测和校准实验室能力认可准则》3、测量不确定度评定流程测量不确定度评定总流程见图一。
图一测量不确定度评定总流程4、测量不确定度评定方法4.1建立数学模型4.1.1数学模型根据检验工作原理和程序建立，即确定被测量Y（输出量）与影响量（输入量）X1，X2，…，X N间的函数关系f来确定，即：Y=f（X1，X2，…，X N）建立数学模型时应说明数学模型中各个量的含义和计量单位。
必须注意,数学模型中不能进入带有正负号(±)的项。
另外，数学模型不是唯一的，若采用不同测量方法和不同测量程序，就可能有不同的数学模型。
4.1.2计算灵敏系数偏导数Y/x i=c i称为灵敏系数。
有时灵敏系数c i可由实验测定，即通过变化第i个输入量x i，而保持其余输入量不变，从而测定Y的变化量。
4.2不确定度来源分析测量过程中引起不确定度来源，可能来自于：a、对被测量的定义不完整；b、复现被测量定义的方法不理想；c、取样的代表性不够，即被测量的样本不能完全代表所定义的被测量；d、对测量过程受环境影响的认识不周全或对环境条件的测量和控制不完善；e、对模拟式仪器的读数存在人为偏差（偏移）；f、测量仪器的计量性能（如灵敏度、鉴别力阈、分辨力、死区及稳定性等）的局限性；g、赋予计量标准的值或标准物质的值不准确；h、引入的数据和其它参量的不确定度；i、与测量方法和测量程序有关的近似性和假定性；j、在表面上完全相同的条件下被测量在重复观测中的变化。
4.3标准不确定度分量评定4.3.1A类评定--对观测列进行统计分析所作的评估a对输入量X I进行n次独立的等精度测量，得到的测量结果为：x1，x2，…x n。
液相测量富马酸的不确定度评估报告
高效液相色谱法测定浓缩苹果清汁样品中 富马酸含量的测量不确定度评定报告一．实验目的：用高效液相色谱法测定浓缩果汁中富马酸的含量 二.测定方法： 1.主要仪器和试剂高效液相色谱仪配紫外检测器，富马酸标准储备液：1000mg/L ，实验用水为超纯水 2.1方法依据：SN/T2007-2007进出口果汁中乳酸、柠檬酸、富马酸含量检测方法 高效液相色谱法 2.2试样溶液制备：称取浓缩果汁试样约5g(精确到0.0001g)于50ml 容量瓶中，用水稀释至刻度，摇匀并用带有0.45μm 水系滤膜的针头式过滤器滤入样品瓶，富马酸的含量用配有紫外检测器的高效液相色谱仪进行检测，进样量20μl ,外标法定量。
2.3色谱条件：流动相0.1mol/l 磷酸二氢铵溶液，用磷酸调节PH=2.4，过0.45μm 滤膜；流速0.6ml/分钟；柱温40℃，进样量20μl ；色谱柱ODS 柱，5μm,检测波长210nm 三．数学模型：X=1B m f B V c ⨯⨯⨯⨯式中：X ——试样中被测物的含量，单位mg/kg ； C 1——标准工作液中被测物的浓度，单位mg/L ； V ——样液最终定容体积，单位ml ； m ——最终样液所代表的试样量，单位为g ；B ——规定的可溶性固形物的含量，单位为Brix ； B O ——试样的可溶性固形物的含量，单位为Brix ；f ——随机影响的重复性系数。
四.不确定度的来源分析高效液相色谱法测定浓缩苹果清汁中富马酸含量的过程中,不确定度来源主要有: a.富马酸标准溶液的配制和稀释引入的不确定度µrel (C)；b.富马标准溶液的浓度与信号之间以最小二乘法拟合的工作曲线求得富马酸含量时产生的不确定度µrel (f)；c.试样质量的相对不确定度µrel (m)；d.试样最终定容体积的相对不确定度µrel (V)；e.试样的可溶性固形物含量的相对不确定度µrel (B)；f.液相色谱仪器稳定性引入的不确定度µrel (仪器)。
测量过程不确定度评定报告
外径千分尺测量阀杆Ø35外径不确定度评定报告1.概述1.1测量依据：按图PFF78-35-02阀杆尺寸进行测量。
1.2环境条件：常温，相对湿度<35%RH 。
1.3测量设备：（25-50）mm 外径千分尺，在其测量范围内最大示值误差为±0.004mm 。
1.4被测对象：外径为025.0087.035－－mm 的阀杆。
材料为12Cr13，α1=10.3×10-6/℃。
1.5测量方法：用外径千分尺直接测量。
2. 测量模型：由于对象内径值可以直接在内径千分尺上直接测量 故：L=L S －L S (δα·Δt ＋αs ·δt)L---被测内孔的测定内径；L S ---内径千分尺对内孔内径的测量值。
δα—被测内孔线膨胀系数与内径千分尺线膨胀系数之差。
Δt — 被测内孔温度对参考温度20℃的偏差，取±10℃。
αs — 内径千分尺线膨胀系数，取11.5×10-6/℃。
δt — 被测内孔温度与内径千分尺温度之差，取±1℃。
3.灵敏系数该数学模型是透明箱模型，必须逐一计算灵敏系数：1 ≈ ∂ ∂)Δ1(=t s t αD S δαδLs f C －－＝ ;t S s αδD s αf C －== ∂ ∂=－35×1㎜℃=－3.5×104µm ℃；δαD f C S t t －=Δ=Δ ∂ ∂=－35×1×10－6㎜/℃=－0.035µm/℃δαf C δα ∂ ∂/==－Ds Δt=－35×10㎜℃=－3.5×105µm ℃ t δf C t δ ∂ ∂/==－Ds αs=－35×11.5×10－6㎜/℃=－0.402µm /℃4.计算各分量标准不确定度4.1外径千分尺示值误差引入的分量u(L S )根据外径千分尺检定规程，在其测量范围内最大示值误差e=±0.004mm在半宽度为区间内，以均匀分布，则u(L S)= 4/1.732 =2.4μm;4.2被测主轴线膨胀系数不准确引入的分量u(αS)由于被测主轴线膨胀系数α1＝ 10.4×10-6/℃是给定的，是一个常数，故 u(αS)= 0 ，4.3测量环境偏离标准温度20℃引入的分量u(Δt)测量环境偏离标准温度20℃的偏差为±10℃，在半宽为10℃范围内，以等概率分布（均匀分布）。
不确定度评定报告
b为工作曲线的斜率
c为样品中元素的浓度
由最小二乘法回归线性函数，得：
C式：Ii=0.2915+4.3606Ci,r=0.717157;
Mn式：Ii=0.2304+2.8389Ci,r=0.735686.
被测量C的标准不确定度为:
式中：
n=2×3=6, =0.0051
= =0.4605%,
电火花直读光谱仪测定低合金钢中碳和锰测量结果不确定评定报告
一、目的
由于测量误差的存在，使得被测量的真值难以确定，只能得到一个被测量的近似量和一个用于表示近似度的误差范围，即测量不确定度。通过对测量结果不确定度的评估，以让客户了解测量结果是否符合特定需求，确定测量数据之可信及真实程度。
二、范围
适用于万基钢管（秦皇岛）有限公司金属材料实验室中电火花直读光谱仪测量C和Mn测量结果不确定度的评定。
-0.0022
2.5×10-9,2.89×10-8,
4.84×10-8
Mn
1.84
5.4519,5.4586,
5.4514
-0.00207,0.00463,
-0.00257
4.3×10-6,2.15×10-5,
6.59×10-6
YSBS 20140a-5
C
0.908
4.2557,4.2544,
4.2426
0.2532
0.2535
0.2531
0.2528
0.2527
0.2529
0.000519
0.000212
= 0.00155
= 0.00084
2、控样修正引起的不确定度分量
同样控样修正引入的不确定度分量包括其化学值不确定度（B类），修正时，重复激发引入的不确定（A类）。
测量不确定度评定报告
测量不确定度评定报告一、引言二、测量方法和装置本次测量使用的方法是直线测量法，采用直尺和游标卡尺进行测量。
直线测量法是一种简单有效的测量方法，在工程和科学领域得到广泛应用。
1.人为误差测量1：30.2cm测量2：30.1cm测量3：30.3cm根据三次测量结果的平均值，得到被测量值为30.2cm。
通过测量结果的离散程度，可评估人为误差的大小。
2.仪器误差仪器误差是由于测量仪器本身的不准确性而引起的。
在使用直尺和游标卡尺进行测量时，需要考虑到仪器的刻度精度和读数精度。
本次测量中，直尺和游标卡尺的刻度间距分别为0.1cm和0.01cm。
根据仪器的刻度间距，可以评估测量结果在刻度内的不确定度。
例如，如果测量结果位于两个刻度之间，不确定度可以评估为刻度间距的一半。
3.环境影响环境因素如温度、湿度等的变化会对测量结果产生一定的影响。
在本次测量中，环境温度保持相对稳定，湿度变化较小，因此可以忽略环境影响对测量结果的不确定度。
四、测量不确定度评定五、灵敏度分析和建议灵敏度分析用于评估测量结果对误差的敏感程度，从而提供改进测量方法和装置的建议。
1.人为误差的影响2.仪器误差的影响根据前述的仪器误差评估，本次测量结果对仪器误差的敏感程度较高。
为了减小仪器误差对测量结果的影响，可以考虑使用更精密的测量仪器，如数字卡尺等，降低仪器误差。
六、结论本次测量的不确定度评定结果为0.1cm。
测量结果对人为误差的敏感程度较低，对仪器误差的敏感程度较高。
改进测量方法和装置可降低仪器误差对测量结果的影响。
不确定度评定报告
实验室计量器具不确定度的评定摘要不确定度论的基础思想是否定真值。
否定真值就是否定客观，这就否定了认识（测得值）的客观标准。
于是就否定了认识与客观存在的差别（误差），也就否定了准确度（误差范围）。
测量学就是研究如何得到真值的学问，否定真值的可认识性，也就否定了测量学自身。
计量学的物质基础是体现单位制的基准和代表基准工作的各等级标准。
各种标准的量值，就是各种层次的相对真值；否定真值，也就否定了计量。
关键词：不确定度误差砝码评定引言在测量过程中，各项误差合成后得到的总极限误差称为测量的不确定度，他是表示由于测量过程中各项误差影响而使测量结果不能肯定的误差范围。
测量误差=测量值-真值，测量值>真值，为正差；测量值<真值，为负差。
由于我们习惯了测量误差这个概念，现在提出测量不确定度，确实理解起来比较困难。
测量不确定度目前在各种资料上给出的解释不尽相同，但本质都是相同的。
我们可以这样简单的理解：测量误差为一个确定值（尽管被测量真值是一个未知量），而不确定度是被测量真值所处一个范围的评定或由于测量误差致使测量结果不能肯定的程度。
（这是我个人理解所得，上课的时候也是这样教学生的）由ISO、IEC、BIPM、IFCC、IUPAC、IUPAP、OIML七个国际组织共同组成国际测量不确定度工作组，在1NC-1（1980）建议书的基础上，起草制定了《测量不确定度表示指南》（GUM）。
1993年，GUM以7个国际组织的名义正式由ISO颁布实施，并在1995年作了修订。
为了贯彻GUM在我国的实施，由全国法制计量委员会委托中国计量科学研究院起草制定了国家计量技术规范《测量不确定度评定与表示》（JJF1059-1999）。
该规范原则上等同GUM的基本内容，作为我国统一准则对测量结果及其质量进行评定、表示和比较。
第一章测量不确定度的原理国家计量技术规范《测量不确定度评定与表示》（JJF1059-1999）中，对测量不确定度定义为：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。
万能试验机测量不确定度评定报告-按照国标
万能试验机示值测量不确定度评定报告1 仪器2 试验方法 ⑴涉及标准JJG139-2014《拉力、压力和万能试验机检定规程》JJF1059.1-2012《测量不确定度评定与表示》GB / T 228.1-2010《金属材料拉伸试验第1部分：室温试验方法》3 测定数据4 测量说明测量试样外径，计算截面积 S 。
将试样固定在高低温拉脱试验机上，然后按照 GB / T 228.1-2010《金属材料拉伸试验第1部分：室温试验方法》的要求进行拉伸试验，以受控速度施加拉力，将试样拉伸至断裂，读取试样拉断过程中最大力 F 。
4.2数学模型SF R m式：m R ﹣抗拉强度 F ﹣最大拉力 S ﹣原始横截面积5 不确定度源分析5.1试验测量的重复误差引入的相对标准不确定度5.2试验机测力系统示值误差带来的相对标准不确定度 5.3标准测力仪的相对标准不确定度。
5.4计算机数据采集系统带来的相对标准不确定度 5.5原始横截面积S 的相对标准不确定度分项6 不确定度组分的评定6.1 A 类不确定度评定以满量程20％测量点为例得单次实验标准偏差及标准不确定度为：平均值a 85.2601MP nmm ni i==∑=用贝塞尔公式计算标准偏差 ()()a 32.011MP n m mm s ni i=--=∑=相对标准偏差 ()%122.0m==m s s 实际测量中，在重复条件下连续测量3次， 以该 3 次测量值的算术平均值作为测量结果，得到标准不确定度故标准不确定度 %07.03%122.0===n s u a6.2 B 类不确定度评定6.2.1 试验机测力系统示值误差带来的相对标准不确定度b1u1.0级的拉力试验机示值误差为土1.0%，按均匀分布考虑 k =。
3，则%577.03%3.0ku b1===α6.2.2 标准测力仪的相对标准不确定度b2u使用0.3级的标准测力仪对试验机进行检定。
重复性 R =0.3%。
可以看成重复性极限，则其相对标准不确定度为：%106.022%3.0u b2==标准不确定度：6.2.3计算机数据采集系统带来的相对标准不确定度b3u计算机数据采集系统所引入的 B 类相对标准不确定度为0.2%。
数字式万用表不确定度评定
数字式万用表测量不确定度评定报告(一) 交流电压示值误差测量结果的不确定度评定 1.概述1.1 测量依据：JJG （航天）35-1999《交流数字电流表检定规程》、JJG （航天）34-1999《交流数字电压表检定规程》、JJG 598-1989《直流数字电流表试行检定规程》、JJG 315-1983《直流数字电压表试行检定规程》、JJG 724-1991《直流数字式欧姆表检定规程》。
1.2 测量环境条件：环境温度(20±5) ℃，相对湿度(40-80)%ＲＨ。
1.3 测量标准：XF30A*型多功能校准仪，准确度等级：0.05级。
1.4 被测对象：数字式万用表，型号：17B ,多档位，量程，功能量程 分辨率 精确度交流电压（40~500Hz ）400.0mV 0.1mV 3.0%+34.000V 0.001V 40.00V 0.01V 400.0V 0.1V 1000V1V1.5 测量过程：选用多功能校准仪作为标准，采用标准源法，即通过标准源和被检万用表的读数，从而达到测量示值误差的目的。
2. 数学模型ΔV= V X 1 - V X 2ΔV ---被检表电压示值误差；V X 1---被检表示值最佳估计值；V X 2—标准表读数； 式中：传播系数即灵敏系数，分别求偏导数则c1=1，c2=-1。
3. 不确定度分量3.1重复性测量引入的不确定度分量u(V X 1)不确定度分量u(V X 1) 主要是被检万用表交流电压档的测量重复性引起，采用A 类方法评定。
考虑到在重复性的条件下所得到的测量列的分散性包含了电压源的稳定度、调节细度、人员操作等随机分量所引起的不确定度，故不另作分析。
对一台万用表交流电压档的100V 点，连续独立测量10次，每次均重新调整零位，得到测量值如下：（单位：V ）其算术平均值为：V X 1=∑==ni xi n x 11=99.432V ≈99.43V单次测量的实验标准差按贝塞尔计算公式：()2111∑=--=ni i x x n S =0.182V则标准不确定度为：u(V X 1) =S ≈0.182V 3.2 标准器准确度引起的不确定度分量u （V X 2 ）标准不确定度分量u(V X 2)主要由标准源准确度引起，采用B 类方法进行评定。
不确定度评定报告_2
不确定度评定报告1.测量方法由标准晶振输出频标信号,输入到通用计数器中,在通用计数器上显示读数。
2.数学模型 数学模型A=A S +δ式中: A —频率计上显示的频率值 A S —参考频率标准值；δ—被测与参考频标频率的误差。
3.输入量的标准不确定度3.1 标准晶振引入的标准不确定度, 用B 类标准不确定度评定。
标准晶振的频率准确度为±2×10-10, 即当被测频率为10MHz 时, 区间半宽为a ＝10×106×2×10-9＝2×10-2Hz, 在区间内认为是均匀分布, 则标准不确定度为()s A u ＝a/k ＝1.2×10-2Hz()=rel s A u 1.2×10-2/107=1.2×10-93.2被测通用计数器的测量重复性引入的标准不确定度分量u(δ2)u(δ2)来源于被测通用计数器的测量重复性, 可通过连续测量得到测量列, 采用A 类方式进行评定。
对一台通用计数器10MHz 连续测量10次, 得到测量列9999999.6433.9999999.6446.9999999.6448、9999999.6437、9999999.6435.9999999.6428、9999999.6446.9999999.6437、9999999.6457、9999999.6451Hz 。
由测量列计算得算术平均值 ∑==ni i f n f 11=9999999.6442Hz,标准偏差 ()Hz n ffs ni i00091.0121=--=∑=标准不确定度分量u(δ3)=0.00091/=0.00029Hzu(δ3)rel =2.9×10-114 合成标准不确定度评定 主要标准不确定度汇总表不确定度来源（i x ）i a i k ()i u x标准晶振引入的标准不确定度()rel s A u 2×10-3Hz 31.2×10-10 通用计数器引入的标准不确定度分量()1δu2.5×10-2Hz31.5×10-9被测石英晶体振荡器测量重复性()rel u 2δ0.00091Hz 12.9×10-11输入量AS 、δ1.δ2相互独立, 所以合成标准不确定度为u c (A)= 922212105.1)()()(-⨯=++δδu u A u S5 扩展不确定度评定 取k=2, 则 扩展不确定度为U rel ＝k ×u c ＝2×1.5×10-9＝3×10-96测量不确定度报告f ＝f0（1±3×10-9）Hz, k=2不确定度评定报告1.测量方法由标准晶振输出频标信号,输入到通用计数器中,在通用计数器上显示读数。
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
测量不确定度评定报告1、评定目的识别实验室定量项目检测结果不确定度的来源，明确评定方法，给临床检测结果提供不确定度依据。
、评定依据2CNAS-GL05《测量不确定度要求的实施指南》
JJF 1059-1999《测量不确定度评定和表示》
CNAS— CL01《检测和校准实验室能力认可准则》
、测量不确定度评定流程3
测量不确定度评定总流程见图一。
概述
建立数学模型，确定被测量Y与输入量
测量不确定度来源
标准不确定度分量评
B类评定评类A
计算合成标准不确定
评定扩展不确定
编制不确定度报告
图一测量不确定度评定总流程
测量不确定度评定方法、4建立数学模型
4.1.1 数学模型根据检验工作原理和程序建立，即确定被测量Y（输出量）与影响量（输入量）X，X，…，X间的函数关系f来确定，即：N21
Y=f（X，X，…，X）N12建立数学模型时应说明数学模型中各个量的含义和计量单位。
必须注意,
数学模型中不能进入带有正负号(±)的项。
另外，数学模型不是唯一的，若采用不同测量方法和不同测量程序，就可能有不同的数学模型。
4.1.2计算灵敏系数
偏导数Y/x=c称为灵敏系数。
有时灵敏系数c可由实验测定，iii即通过变化第i个输入量x，而保持其余输入量不变，从而测定Y的变化i量。
不确定度来源分析
测量过程中引起不确定度来源，可能来自于：
a、对被测量的定义不完整；
b、复现被测量定义的方法不理想；
c、取样的代表性不够，即被测量的样本不能完全代表所定义的被测量；
d、对测量过程受环境影响的认识不周全或对环境条件的测量和控制不完善；
e、对模拟式仪器的读数存在人为偏差（偏移）；
、测量仪器的计量性能（如灵敏度、鉴别力阈、分辨力、死区及稳定性f 等）的局限性；
、赋予计量标准的值或标准物质的值不准确；g
、引入的数据和其它参量的不确定度；h
、与测量方法和测量程序有关的近似性和假定性；i
、在表面上完全相同的条件下被测量在重复观测中的变化。
j
标准不确定度分量评定
对观测列进行统计分析所作的评估--4.3.1 A 类评定
， x进行n次独立的等精度测量，得到的测量结果为：a对输入量XI 1为xx，…x。
算术平均值n2 n1 ∑xx = in n i=1
由贝塞尔公式计算：s(x单次测量的实验标准差)i
1 n
∑ i—i
2 ( xx )S(x)=
n-1 i=1
式中x 为当次测量的实验结果i观测列的实验标准差的平均值s（x）按下式计算：
s（x）=s(x) / n i标准不确定度u（x）即为：
）x）= s（x u（观测次数n充分多，才能使A类不确定度的评
定可靠，一般认为n应大于5。
不是由重复观测得Xi 当输入量的估计量-类评定B标准不确定度的4.3.2 的有关信息或资料来评估。
到时，其标准偏差可用对Xi
类评估的信息来源可来自：校准证书、检定证书、生产厂的说明书、检B 测依据的标准、引用手册的参考数据、以前测量的数据、相关材料特性的知识等
，或误根据所提供的信息，先确定输入量Ｘ的不确定度区间［－ａ，ａ］［－其中ａ为区间的半宽。
然后根据该输入量Ｘ在不确定度区间差的范围，）（xk，则Ｂ类标准不确定度uａ，ａ］内的概率分布情况确定包含因
子P为：
a/kx）＝ u（p
的计算Uc(y)合成不确定度
、全部输入量是彼此独立或不相关时，合成标准不确定度由下式得出：a
n
y（y（）= Σu u ic i=1 22）
在检验工作中只要无明显证据证明各不确定度分量之间有相关性外，均可222(x?u?)u)(x))u(x?u(x3c12以做不相关处理。
此即计算合成不确定度一般采用的方和根法，即将各个标准不确定度分量平方后求其和再开根。
扩展不确定度U 的计算
扩展不确定度Ｕ按下式计算:
Ｕ＝k . u（x） c式中k为一个包含因子,k值一般取2。
测量不确定报告
4.6.1本实验室遇下列情况之一时，在检测报告中提供测量不确定度的信息。
a) 当客户的合同中有要求时；
b) 当不确定度对检测结果的有效性或应用有影响时；
c) 当不确定度对满足某规范极限有影响时。
4.6.2本实验室重点评审检验程序的不确定度。
① A类不确定度的评定：室内质控数据统计得到的总不精密度，以此为测量不确定度。
② B类不确定度的评定：仪器校准和分析系统配套校准品的不确定度。
③合成标准不确定度：若A和B类不确定度的分量是相互独立不相关时，应是分量之方和根算得的标准不确定度。
若分量之间的完全正相关，此时合成标准不确定度等于两不确定度分量之和。
B类不确定度不适用时，直接以A类不确定度为合成标准不确定度。
④扩展不确定度：在合成标准不确定度uc(y)确定后，乘以一个包含
因子k，在大多数情况下取k=2。
u=2uc(95％的置信水平，k=2)大约是置信概率近似为95％的区间的半宽。
4.6.3各专业技术负责人根据检验方法评审或室内质控数据统计得到的总不精密度，适用时，从厂家得到分析系统配套校准品的不确定度，完成测量不确定的评定，并填写检测项目不确定度评定报告。
4.6.4若需要在报告结果值中使用不确定度时，可以初步报告如下：
测定值±扩展不确定度(测量单位)
经采用当月室内质控不精密度评定A类不确定度，依据校准证书、试剂说明书或
以前测量系统验证材料评定B类不确定度。
申报定量项目测量不确定度如下表：
项项
31 mmol/2谷氨酰rU/U/mmol/转移
IU/m2乙型肝炎IU/mmmol/mmol/(HBV)DN
2 nmol/ nmol/三碘甲状mmol/mmol/
原氨
mmol/L29 pmol/L10钙 pmol/L游离三碘甲mmol/L
状腺原氨酸
30 nmol/L nmol/L11无机
甲状腺素mmol/L mmol/L磷
12葡萄 31 pmol/L pmol/L游离甲状腺mmol/L mmol/L糖素
1尿 mmol/3 mIU/ mIU/促甲状腺umol/
1尿149 umol/3 ng/m ng/m
甲胎蛋
umol/
1肌76 umol/3 IU/ IU/人绒毛膜umol/亚
pmol/431
雌二pmol/g/ g/
31 nmol/ nmol/
孕g/g/
mmol/31 nmol/ nmol/
睾
mmol/固
1 mmol/3 ng/m ng/m
泌乳
mmol/三
3282 IU/ IU/丙U/U/促黄体生酸基
移
40203 2136 ug/L铅天门U/L
U/L冬氨ug/L
酸氨基转移酶
41 2229 碱性U/L白细胞10^9/LU/L10^9/L磷酸酶43 69 23淀粉U/L红细胞10^12/LU/L10^12/L酶
44116 3.9 2446 肌酸U/L血红蛋白g/LU/Lg/L激酶
46 10^9/L55 10^9/L乳酸25
U/L血小板脱氢U/L
酶
备注：
(1)项目序号同附表2，包含因子K取2.
(2)可能存在一定的不符合性，因为评价使用的是质控品，而真正临床检测的是患者标本，二者有差别；另外评定只是在某一特定浓度质控品的测量不确定度，而不能代表整个检测范围的测量不确定度。
编制人：
批准人：
合肥艾迪康临床检验所
2010-7-2。