测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例：第二讲 综合评定法实例1——金属冲击试验测量不确
测量不确定度评定的方法以及实例
测量不确定度评定的方法以及实例1.标准不确定度方法：U =sqrt(∑(xi-x̅)^2/(n-1))其中，xi表示测量值，x̅表示测量值的平均值，n表示测量次数。
标准不确定度包含随机误差和系统误差等。
例如，对一组长度进行测量，测得的数据为10.2、10.3、10.1、10.2、10.3，计算平均值为10.22，标准差为0.069、则标准不确定度为0.069/√5≈0.031，即U=0.0312.扩展不确定度方法：扩展不确定度是在标准不确定度的基础上，考虑到误差的正态分布，对标准不确定度进行扩展得到的结果，通常以U'表示。
其计算公式如下：U'=kU其中，k表示不确定度的覆盖因子，代表了误差分布的概率密度曲线下的面积，一般取k=2例如，对上述例子中的长度进行测量，标准不确定度为0.031，取k=2，则扩展不确定度为0.031×2=0.062，即U'=0.0623.组合不确定度方法：4.直接测量法：直接测量法是通过多次测量同一物理量，统计测得值的离散程度来评估测量的不确定度。
该方法适用于一些简单的测量，如长度、质量等物理量的测量。
例如，对一些小球的直径进行测量，测得的数据为2.51 cm、2.49 cm、2.52 cm、2.50 cm，计算平均值为2.505 cm，标准差为0.013 cm。
则标准不确定度为0.013/√4≈0.007 cm，即U=0.0075.间接测量法：间接测量法是通过已知物理量之间的数学关系，求解未知物理量的方法来评估测量的不确定度。
该方法适用于一些复杂的测量，如测量速度、加速度等物理量的测量。
例如，测量物体的速度v，则有v=S/t，其中S为位移，t为时间。
若S的不确定度为U_S，t的不确定度为U_t，则根据误差传递法则，计算得到v的不确定度为U_v = sqrt(U_S^2 + (U_t * (∂v/∂t))^2 )。
总之，测量不确定度评定的方法包括标准不确定度方法、扩展不确定度方法、组合不确定度方法、直接测量法和间接测量法。
测量不确定度评定实例
置上(见图 5—1)
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五、测量不确定度应用实 例
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其五分、度测头量的示 不值确分定别度为1应、2 用。实则转动
角
例
1 2 1
锥角的第一次测得值为：
1 180 0 1
末位正好对齐。 l = (50.000 838 ±0.000 093)mm 式中，正负号后的值为扩展不确定度U99 k99uc (l) ，而合成标准不确定度
uc (l) =32nm，自由度 = 16，包含因子k99 (16) 2.92 ，从而具有约为 99%的置信水
准。
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方(向五2)旋在、转进，行测使第锥量二体次母不检线测再确时次，处定夹于具水度仍平按应位第置一用，次其实检分测度旋头转示
值为1' 。则有：
例
2
2
' 1
2 180 0 2
那么，锥角的实际值为：
1 2 2
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(2) B 类不确定度
k=3。故标准量块的标准不确定度u1 为
u1 u(ls ) U / k 0.075 m / 3 0.025 m
证书还指出，它的自由度1 18 。于是
u1 0.025 m,1 18
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② 测量长度差的不确定度
量块长度差的实际标准差，通过(以往)独立重复观测 25 次而
五、测量不确定度应用实 u( ) 0.05 ℃/ 3 =0.028 9℃(注意单位)
测量不确定度评定实例和有关附录
直接测量方法不确定度评定实例直接测量方法是指“不必测量与被测量有函数关系的其他量，而能直接得到被测量值的测量方法”。
在测量程序中，有时为了作出相应的修正，需要进行补充测量或计算以确定影响量之值。
这种测量方法仍然是直接测量。
根据计量器具的示值，还需要通过查阅有关图或表以确定被测量之值的测量，也是直接测量。
直接测量是我们遇到的最多的也是最基本的测量。
通过测量与被测量有函数关系的其他量，按函数关系计算出被测量之值的简接测量方法是建立在直接测量的基础上的测量。
直接测量的不确定度来源主要包括：(1) 测量重复性，采用A类评定方法评定。
(2) 测量设备，包括测量设备的误差或不确定度，以及设备分分辩力(读数)误差，采用B类方法评定。
(3) 其他，参见第二章第三节。
直接测量方法的各个标准不确定度分量，包括影响量引入的标准不确定度分量，通常都是互不相关的，合成标准不确定度一般采用方和根方法计算。
【实例1】薄膜厚度测量不确定度评定一、概述1.1 目的评定软性塑料薄膜厚度测量结果的不确定度。
1.2 依据标准EN 71－1《欧洲玩具安全标准》。
1.3 使用的仪器设备数显千分表测厚仪，最大允许误差±3μm，分辩力1μm；千分表座平面度小于+0.6μm。
经检定合格。
1.4 测量程序将试样剪成(100×100)mm2,，平正放置在数显千分表测厚仪不锈钢材质的表座上。
测量试样对角线上10个等距离点的厚度，由该10个算术平均值给出被测量值。
1.5 不确定度评定结果的应用符合上述条件或十分接近上述条件的厚度测量的不确定度，一般可以参照本例方法评定。
二、数学模型本例属于直接测量，被测量值直接由测量仪器的示值给出h=l(8.1.1)式中：h——薄膜试样厚度，mm；l——数显千分表测厚仪示值，mm；三、 测量不确定度来源厚度h 测量的不确定度来源主要包括：①薄膜厚度h 测量重复性引起的标准不确定度u A ；②数显千分表测厚仪示值误差引入的标准不确定度u B ；③千分尺读数分辩力1μm 引入的标准不确定度，其区间半宽度0.5μm 比示值误差的区间半宽度3μm 小5倍，可以忽略不计；④，千分表座平面度小于+0.6μm ，比示值误差的区间半宽度3μm 小4倍，也可以忽略不计。
测量不确定度评定实例
测量不确定度评定实例一． 体积测量不确定度计算1. 测量方法直接测量圆柱体的直径D 与高度h,由函数关系就是计算出圆柱体的体积24D v π=由分度值为0、01mm 的测微仪重复6次测量直径D 与高度h,测得数据见下表。
表: 测量数据计算: mm 0.1110h mm 80.010==，D 32mm 8.8064==h D V π2. 不确定度评定分析测量方法可知,体积V 的测量不确定度影响因素主要有直径与高度的重复测量引起的不确定度21u u ，与测微仪示值误差引起的不确定度3u 。
分析其特点,可知不确定度21u u ，应采用A 类评定方法,而不确定度3u 采用B 类评定方法。
①、直径D 的重复性测量引起的不确定度分量直径D 的6次测量平均值的标准差: ()m m 0048.0=D s 直径D 误差传递系数:h DD V 2π=∂∂ 直径D 的重复性测量引起的不确定度分量: ()3177.0mm D s DVu =∂∂=②、高度h 的重复性测量引起的不确定度分量 高度h 的6次测量平均值的标准差: ()m m 0026.0=h s 高度h 的误差传递系数:42D h V π=∂∂ 高度h 的重复性测量引起的不确定度分量: ()3221.0mm h s hVu =∂∂=③测微仪示值误差引起的不确定度分量由说明书获得测微仪的示值误差范围0.005mm ±,按均匀分布,示值的标准不确定度 0.0050.0029q u == 由示值误差引起的直径测量的不确定度 q D u DV u ∂∂=3 由示值误差引起的高度测量的不确定度q h u hV u ∂∂=3 由示值误差引起的体积测量的不确定度分量 ()()323233mm 04.1=+=h D u u u 3. 合成不确定度评定()()()3232221mm 3.1=++=u u u u c 4. 扩展不确定度评定当置信因子3=k 时,体积测量的扩展不确定度为 3mm 9.33.13=⨯==c ku U 5.体积测量结果报告() m m .93.88063±=±=U V V考虑到有效数字的概念,体积测量的结果应为 () m m 48073±=V二.伏安法电阻测量不确定度计算1. 测量方法:通过测量电阻两端电压与所通过的电流,计算被测电阻。
测量不确定度评定示例
测量不确定度评定示例一、类型1, 有明确的数学模型的经典测量的例子例1. 酸碱滴定不确定度的估计例2. 材料静拉伸强度测定的不确定度估计用1.0级拉力试验机测量圆柱形试件,以受控速率施加轴向拉力，在拉断试件时的静拉伸强度。
在温度和其它条件不变时，拉伸强度可表示为：24πF F A dσ== (1)式中：σ——静拉伸强度，N/mm 2A ——截面积，mm 2 ，对圆柱形试件而言2A=πd /4 d ——圆柱形试件直径，mm F ——拉力，N 由公式（1）有222()()()2c c c u u F u d F d σσ⎡⎤⎡⎤⎡⎤=+⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦⎣⎦…………………………（2） 式（1）和（2）中各量的量值列于表1中。
表1 计算静拉伸强度的不确度的有关量值各量值不确定度的计算：（1）直径d 的测量及其标准不确定度u c (d )用直径计量仪器测定试件的直径为10.00mm 。
其不确定度来源，第一，持证上岗人员多次重复测量的标准偏差经计算为0.005mm ；第二，直径测量仪校准证书上给出在95%置信概率下校准不确定度为0.003mm ，按正态分布转化成标准不确定度为0.003/1.96=0.0015mm以上二项合成有()0.0052mmc ud ==故相对标准不确定度为：()0.00520.0005210.00c ud d==（2）用1.0级拉力试验机测量拉断试件时拉力及其标准不确定度u c (F )。
用1.0级拉力试验机测量拉断试件时拉力为40000N 。
其不确定度来源：第一，示值不确定度对于1.0级拉力试验机供应商说明为示值的±1.0%。
故相对标准不确定度按均匀分布则相对标准不确定度为20.010.5810-=⨯；第二，拉力试验机用0.3级标准测力仪校准，测力仪的相对不确定度为0.3%，按正态分布转化则校准引入的相对标准不确定度为0.003/1.96=0.15×10-2 ;第三，拉力试验机刻度盘量程上限为200kN ，最小分度为0.5kN ，持证上岗人员可估读到0.2分度，即±0.1kN ，本例在40kN 处拉断故±0.1kN/40kN=±2.5×10-3，按均匀分布转化，人员读数引入的相对标准不确定度为332.510 1.410--⨯=⨯，以上三项合成得：() 0.0062c u F F==按公式（2）有：222()0.0062(20.00052)c u σσ⎡⎤=+⨯⎢⎥⎣⎦故2() 3.2/m m c u N σ= 由（1）式有22440000509.3/m mπ10.00N σ⨯==⨯扩展不确定度，取k=2，则2()2 3.2 6.4/mmU N σ=⨯=，取1位有效数字则有2()7/m m U N σ=结果表示为2(5097)/m m N ±。
测量不确定度评定举例
测量不确定度评定举例A.3.1 量块的校准通过这个例子说明如何建立数学模型及进行不确定度的评定；并通过此例说明如何将相关的输入量经过适当处理后使输入量间不相关，这样简化了合成标准不确定度的计算。
最后说明对于非线性测量函数考虑高阶项后测量不确定度的评定结果。
1) .校准方法标称值为50mnm勺被校量块，通过与相同长度的标准量块比较，由比较仪上读出两个量块的长度差d,被校量块长度的校准值L为标准量块长度L s与长度差d之和。
即：L=L s+d _ _实测时，d取5次读数的平均值d , d =0.000215mm标准量块长度L s由校准证书给出，其校准值L s=50.000623mm2) 测量模型长度差d在考虑到影响量后为：d=L(1+ )- L s(1 + ss)所以被校量的测量模型为：此模型为非线性函数，可将此式按泰勒级数展开：L = L s d L s(： s's 一")」忽略高次项后得到近似的线性函数式：L = L s d L s(: S：S —r ) (A.1) 式中：L—被校量块长度；L s—标准量块在20C时的长度，由标准量块的校准证书给出；—被校量块的热膨胀系数；s—标准量块的热膨胀系数；—被校量块的温度与20C参考温度的差值；C参考温度的差值。
s —标准量块的温度与20在上述测量模型中，由于被校量块与标准量块处于同一温度环境中，所以与s是相关的量；两个量块采用同样的材料，与s也是相关的量。
为避免相关，设被校量块与标准量块的温度差为，=-s ；他们的热膨胀系数差为，=-S；将s =-和=+s代入式(A.1)，由此，数学模型可改写成：= I s d - l s[ L : s 訂(A.2)测量模型中输入量与s以及与不相关了。
特别要注意：在此式中的和是近似为零的，但他们的不确定度不为零，在不确定度评定中要考虑。
由于和是近似为零，所以被测量的估计值可以由下式得到：L=L s+d ( A.3)3) .测量不确定度分析根据测量模型，即：I = I s d - I s[广：s 訂由于各输入量间不相关，所以合成标准不确定度的计算公式为：%(l)「. c2u2(l s) Vd) c；u2(：s) c；u2⑴ c：u2(、J C2.屮2(、上) (A.4)式中灵敏系数为：C l =C s 1-( = ：s j) =1，ds由此可见，灵敏系数C3和C4为零，也就是说明s及的不确定度对测量结果的不确定度没有影响。
测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例 第三讲 综合评定法实例2——金属洛氏硬度试验测量
测 量 不 确 定 度 直 接 评 定 法 和 综 合 评 定 法 的 几 个 典 型 实例
第 三 讲 综 合 评 定 法 实例 ２ — 金 属 洛 氏硬 度 试 验 —
测 量不 确 定度 的评 定 （ ） 续
Ｓ ＯＭ Ｅ ＴＹＰＩ ＣＡＬ Ｅ ＸＡＭ ＰＬＥ Ｍ Ｍ Ｅ ＡＴＥ ＥＶＡＬＵＡＴＩ Ｓ ＯＦ Ｉ ＤＩ ＯＮ Ｅ Ｍ ＴＨＯＤ ＡＮＤ
０ ２ １５ ＋ ０ １ ４ ＋ ０ １ ５ ５ ＋ ０ ０ ９ ＋ ０ １ ４ ］／ ． ９ ．４ ． １ 、 ２ ． ４
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０９ ３０ ＨＲ ， 展 不 确 定 度 Ｕ：ｋ １ ） ． ９ （ Ｃ）扩 ｕｌ （ 一 ｌ
２×０ ９ ３ ０ １ ８ ６ １ ９ ＨＲＣ） ． ３ — ． ６ — ． （ 。
的不确 定度 分量彼 此独 立 不 相 关 ， 根据 数 学 模 型 且 式 （）传播 系数 Ｃ— Ｄ ／ ｘ一 １ １， ｉ ｙ Ｏ ｉ 。因而 可按 照分 量 方和 根的公 式进行 合成 。
将上述求得的分量数据代人式 （９ ， １ ）可求 出合成标 准不确定度 ｄ （ 一［ （ ｉ 一Ｅ ． ５ ｌ ） ∑ ｚ） １ ］ ｏ ８ ４３＋
、 ） ＋０ ２ １５ ＋ ０ １ ４ ＋ ０ １５ ５ ＋０ ０ ９ ＋ ／ 。 ． ９ 。 ． ４ ｚ ． １ ｚ ． ２ ，
・
冶金、 机械行业不确定度评定组组长。
５３ ・ ５
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如以实际测试的 ／ ０次平 均值作为结果 （ － ／ ＝１ 此 种情况应用较 少） 则 ：ｃ３ ３ 一［ 。 ） 一 ， １ （， ｌ ） ∑“ （ ｉ］ 。 ［ 。（ １ Ｒ ＋ 。（２）ｅｏ “ （７）ｅｌ ｚ ）印 ． Ｒｐ ３ ｄ＋ 。 ３ Ｒｓ ＋ ２ ｒ ３ ｏ 。 ４Ｂｋ （ ５酗 ＋ （ ６Ｒ ］ 。 （． ５ ／ （ ） ｃ 。 ） ｋ＋ 。 ） ｕ 一［Ｏ ８４３ ｏ
测量不确定度评定方法
测量不确定度评定方法测量不确定度评定方法是科学研究和实验中非常重要的一项工作，它的目的是评估测量结果的可靠性和精确度。
在实验或测量过程中，由于各种因素的干扰，导致测量结果并非完全准确。
测量不确定度评定方法的应用能够帮助我们了解到测量结果的可信程度，从而指导我们进行科学研究和决策。
下面将介绍几种测量不确定度评定方法：1. 标准偏差法（Standard Deviation Method）：标准偏差法是测量不确定度评定中最常用的方法之一、它通过对重复测量结果的分析，计算出样本数据的标准差。
标准差可以反映测量结果的离散程度，从而评估测量的精度和不确定性。
2. 不确定度传递法（Propagation of Uncertainty）：不确定度传递法用于评估实验中多个测量值的组合结果的不确定性。
它基于每个测量值的不确定度，通过使用相关变量的误差传递公式来计算最终结果的不确定度。
这种方法常用于实验中多个测量量的计算和关联。
3. 最大偏差法（Maximum Deviation Method）：最大偏差法通过对测量结果进行比较和分析，选取最大偏差作为测量结果的不确定度。
这种方法较为简单直观，适用于简单的测量问题。
但是，它忽略了其他可能存在的偏差，因此在复杂的研究和实验中可能不够精确。
4. 置信区间法（Confidence Interval Method）：置信区间法是通过对重复测量结果的分析，计算出包含真实测量值的区间范围。
这个区间范围被称为置信区间，它可以用来评估测量结果的精确度和不确定性。
置信区间法常用于统计学中，对于复杂的测量问题也有一定的适用性。
以上是几种常用的测量不确定度评定方法，每种方法都有其特点和适用范围。
科学研究和实验中，可以根据具体情况选择合适的方法进行不确定度评定。
同时，为了保证测量不确定度的可靠性和准确性，我们还需要注意遵循测量方法的正确操作、重复测量的次数和样本量的大小等实验要素。
测量不确定度评定的方法以及实例
第一节有关术语的定义3．量值value of a quantity一般由一个数乘以测量单位所表示的特定量的大小。
例：5.34m或534cm，15kg，10s，－40℃。
注：对于不能由一个乘以测量单位所表示的量，可以参照约定参考标尺，或参照测量程序，或两者参照的方式表示。
4．〔量的〕真值rtue value〔of a quantity〕与给定的特定量定义一致的值。
注：(1) 量的真值只有通过完善的测量才有可能获得。
(2) 真值按其本性是不确定的。
(3) 与给定的特定量定义一致的值不一定只有一个。
5．〔量的〕约定真值conventional true value〔of a quantity〕对于给定目的具有适当不确定度的、赋予特定量的值，有时该值是约定采用的。
例：a) 在给定地点，取由参考标准复现而赋予该量的值人作为给定真值。
b) 常数委员会(CODATA)1986年推荐的阿伏加得罗常数值6.0221367×1023mol-1。
注：(1) 约定真值有时称为指定值、最佳估计值、约定值或参考值。
(2) 常常用某量的多次测量结果来确定约定真值。
13．影响量influence quantity不是被测量但对测量结果有影响的量。
例：a) 用来测量长度的千分尺的温度；b) 交流电位差幅值测量中的频率；c) 测量人体血液样品血红蛋浓度时的胆红素的浓度。
14．测量结果result of a measurement由测量所得到的赋予被测量的值。
注：(1) 在给出测量结果时，应说明它是示值、示修正测量结果或已修正测量结果，还应表明它是否为几个值的平均。
(2) 在测量结果的完整表述中应包括测量不确定度，必要时还应说明有关影响量的取值范围。
15．〔测量仪器的〕示值indication〔of a measuring instrument〕测量仪器所给出的量的值。
注：(1) 由显示器读出的值可称为直接示值，将它乘以仪器常数即为示值。
(不确定度评定实例)八个不确定度评定实例(供参考)
表1 不确定度分量评定预估
序 号 不确定度来源 1 2 测量重复性 标 准 不 确 定 度 分布 正态 包含 因子 1 符号 uAr uBr 数值 1.9% 2.9%
烟气分析仪最大允许误差 均匀
3
3
合成标准不确定度
uc
3.5%
22
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四、 标准不确定度评定
4.1 测量重复性引入的标准不确定度分量uA评定 事先对某锅炉烟气 某锅炉烟气二氧化硫浓度测量进行20次重 复独立测量，测量结果见表2。 用贝塞尔公式计算实验标准差s(c)
1
a1 0.5mg uB1 = = = 0.29mg k1 3
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8
四、 m称量不确定度评定(续)
3.3 天平分辨力引入的标准不确定度分量uB2
数字式测量仪器对示值量化（分辨率）导致的不 确定度服从均匀 服从均匀分布。天平分辨力为0.1mg，区间半宽 度为a2= 0.05mg， k2 = 3 。其标准不确定度uB2为： a2 0.05mg uB2 = = = 0.03mg k2 3
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五、定容 、定容体积V的合成标准不确定度uC
分析考察不确定度分量uA ， uB1 和 uB2可知， 三者相互独立 互独立，互不相关。因此，V的合成标准不 确定度uC可以采用方和根方法合成。故采用A级 1000mL容量瓶定容的合成标准不确定度为：
2 2 2 uc = uA + uB1 + uB2
s(c ) 3.7 3 uA = = = 2.1mg/m m 3
其相对标准不确定度为
uA 2.1mg/m 3 uAr = = = 1.5% 3 c 142mg/m
测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例：第二讲 综合评定法实例1——金属冲击试验测量不确
长度 、 刀刃尺寸 、 回零差、 底座的跨距 、 曲率半径及斜 度和能量损失等）试验条件 （ 、 冲击速度、 试样对 中和
温度 等） 试 样 材 质 的不 均 匀 性 和操 作 人 员 的差 异 、
收 稿 日期 ：０ ５０ －ｌ ２０ －８ｉ 作 者 简 介 ： 承 忠 （ ９ １ ）男 ， 授 级 高工 ， 国实 验 室 国 家 认 王 １４一 ， 教 中
可靠 的 。然 而对 于有 的检测 项 目一方 面所 有输 入量 的不确 定度 分量并 不 能包含 影 响检测 结果 所有 的主 要 不确定 因素 ， 一 方 面有 的不 确 定 度 分量 量 化 困 另
定度分量进行评定 ， 再按不确定度传播规律进行合
成 ， 后 扩 展 而 得 到结 果 ， 么 ， 方 面 输 入 量 Ｆ， 最 那 一 Ｌ， ａ和 量化 很难 准 确 ， 另 一 方 面 有许 多 重 要 因 而 数无 法 考虑 进 去 ， 如材 料 的不均 匀性 、 满 足 ＧＢ Ｔ 在 ／
综 合评定 法实例 １
试 验机 用标 样 的标 准偏 差 、 果 的数 据 修 约 等 因 素 结 所 带来 的不 确定 度 分 量 ， 后再 进 行 合 成 、 展 ， 然 扩 最 后 得 到评 定 结 果 。这 种方 法 不 仅 使 试 验 检 测 结 果 （ 冲击试验 ） 确 定 度 的评 定 具 有 可行 性 ， 如 不 而且 提 高 了试 验检 测结 果测 量不 确定 度评定 的准确 度和 可 靠 性 。实践 表 明 ， 于测量 不确 定 度的评 定 ， 是 用 对 凡
—
—
ＴＨ Ｅ ＥＶＡＬＵ ＡＴＩ ＯＮ ＨＥ ＥＡＳ ＲＥＭ ＥＮＴ ＮＣＥＲＴＡＩ ＯＦ Ｔ Ｍ Ｕ Ｕ ＮＴＹ ＦＯＲ ＨＥ Ｔ Ｉ ＰＡＣＴ Ｍ ＴＥＳ ＯＦ Ｍ ＥＴＡＬＬＩ Ｍ ＡＴＥＲＩ Ｔ Ｃ ＡＬＳ
测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例——第二讲 综合评定法实例1——金属冲击试验测量不
因冲击试验重复性引人 的不确定度分量 、 试验 机误差引入的不确定度分量 、 标准试样 允许标准偏
差引入的不确定度分量和检测结果数值修约引入的
不确定度分量彼此独立不相关 ， 且根据数学模型公 式 （）传播 系数 Ｃ—ａ， ｔ ， １， ｉ ３ —ｌ 因而可按 照分量 ／ 方和根的公式进行合成， 即
＾
式 （４也 适 用 于 ４Ｊ １） ｏ ＞Ａｋ ｌＪ Ｓ 可 应用 ， ≥ Ｏ，ｐ 试
验机分辨力为 ０ Ｉ， ． Ｊ 这时检测 结果 Ａ 值 的有效位 数修约到保 留一位小数 。此时 ， 扩展不确定度为：
Ｕ 一 是 ｌ１） 一 ２ ＋ ５４９ （） ×ｔ （） Ｅ ｃ ＇ ． ．９１ Ｊ （５ １）
在具体评定合成标准不确定度 。 时 ， （ ） 必需 按具体情况区别处理。 （）当检验工作试验机 的标准试样 能量 Ａ ＜ １ ａ
４ ｌ ｏ：
收藕 日期 ：０ ５０－ １ ２ ０ －８１
当然 ， １） 式（７ 也适用于 ４Ｊ ｋ Ｏ ， 口 ｏ＞Ａ ≥ｌＪＳ 不可 应用， 而用 Ｓ 一计算 ， 试验机分辨力为 ０ １ ， ．Ｊ这时 Ａ ｋ 的有效位数取三位（ 保留一位小数） 。 ② 检测结果 ４１ ｋ Ｏ ， ０＞Ａ ≥ｌＪ若试验机分辨力为 ｌ，ｋ ＪＡ 有效位数取两位 （ 约间隔为 １）Ｓ 可用 ， 修 Ｊ ，ｐ 则
测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例
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测 量 不 确 定 度 直 接 评 定 法 和 综 合 评 定 法 的几 个 Nhomakorabea 型 实例
第二讲 综合 评 定 法 实例 １ — 金 属 冲击 试验 测 量 不确 定 度 的评 定 （ — 续）
Ｕ ｋ １ ２ ６ ５ ， ＝２ ＝３ ／ ０ ＝１ ｋ 。
测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第一讲直接评定法及其实例(续)
测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第一讲
直接评定法及其实例(续)
王承忠
【期刊名称】《理化检验-物理分册》
【年(卷),期】2006(042)005
【摘要】@@ 3直接评定法实例2--金属材料维氏硬度试验测量结果不确定度的评定rn在金属材料硬度试验中维氏硬度试验方法测定的硬度范围较宽,特别适用于各种表面处理后的渗层或镀层的硬度以及较小、较薄工件的硬度,还可用于测定合金中组成相的硬度,而且是最精确的一种方法,然而测定结果也存在着不确定度,这可采用直接评定法进行.
【总页数】5页(P263-267)
【作者】王承忠
【作者单位】上海宝钢研究院分析测试研究中心,上海,201900
【正文语种】中文
【中图分类】O213.2
【相关文献】
1.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第四讲综合评定法实例3——金属布氏硬度试验测量不确定度的评定(续) [J], 王承忠
2.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第一讲直接评定法及其实例 [J], 王承忠
3.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第二讲综合评定法实例1——金属冲击试验测量不确定度的评定(续) [J], 王承忠
4.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第二讲综合评定法实例1——金属冲击试验测量不确定度的评定(续) [J], 王承忠
5.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第三讲综合评定法实例2——金属洛氏硬度试验测量不确定度的评定(续) [J], 王承忠
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测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典_省略_实例2_金属洛氏硬度试验测量不
n
如σ ^ ( s) ≤S p ,比 ,则可采用合并样本标准差 S p 来评定 标准不确定度分量 , 反之 , 若σ ^ ( s) > S p ,比 , 则应采用
S j 中的最大值 S max 来评定标准不确定度分量 。
硬度值 HRC 第1人
62. 0 61. 6 62. 8 62. 6 64. 0 63. 8 62. 1 64. 6 63. 9 63. 5
第4人
62. 9 63. 3 62. 7 63. 8 62. 0 62. 9 63. 5 63. 6 64. 2 64. 0 63. 29 0. 670 7
第5人
64. 0 63. 8 62. 6 64. 6 63. 8 63. 2 63. 6 62. 8 61. 9 61. 7 63. 20 0. 939 3
为在评定硬度计本身的不确定度时这 3 项因数及重 复性因数已被考虑 ,又由于在上述第 ① 项即试验重 复性因数中硬度计本身的重复性与材料均匀性 、 人 员操作的差异等混合在一起而无法分离出来 , 这时 可不考虑上述的第 ③、 第 ④、 第⑤ 项因数 , 而直接用 硬度计本身的不确定度 U Had 来计算 , 而 U Had 中的硬 度计本身的重复性因数虽然无法扣除 , 但所占比重 很小 。所以 ,对于这种情况 ,应考虑下列四方面因数 所引起的不确定度分量 : ①试验重复性所引入的标 准不确定度分量 ; ②硬度计复现性所引入的标准不 确定度分量 ; ③硬度计不确定度所引入的标准不确 定度分量 ; ④试验结果数据修约所引入的标准不确 定度分量 。 评定的实践表明 , 上述两种方法计算得到的扩 展不确定度是非常接近甚至是相同的 。应用时 , 视 具体情况和方便简捷而定 。
对第一种试验目的 ,即以单次测量值作为结果 , 那么 :
波形对称度的直接测量及实施的几个关键问题
波形对称度的直接测量及实施的几个关键问题
李炳荣
【期刊名称】《安徽理工大学学报（自然科学版）》
【年(卷),期】2007(027)002
【摘要】在对波形对称度数学建模的基础上分析了能跟踪波形频率,独立离散采样的原理,提出了用硬件产生A/D转换芯片的启动控制信号和数据采集模板的实施方案.详细讨论了误差评估、锁相环技术和模33串行计数器等关键问题.对称度测量范围为0%～100%,频率范围为50 Hz～100 kHz,标定试验精度可达1%.该模块可与8位单片机最小系统灵活方便的接口.可广泛应用于工频、音频及超声波领域对波形对称度的直接测量.
【总页数】5页(P28-32)
【作者】李炳荣
【作者单位】安徽工程科技学院,安徽省电气传动与控制重点实验室,安徽,芜
湖,241000
【正文语种】中文
【中图分类】TM930.12
【相关文献】
1.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第四讲综合评定法实例3——金属布氏硬度试验测量不确定度的评定(续) [J], 王承忠
2.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第一讲直接评定法及其实
例 [J], 王承忠
3.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第一讲直接评定法及其实例(续) [J], 王承忠
4.测量不确定度直接评定法和综合评定法的几个典型实例第二讲综合评定法实例1--金属冲击试验测量不确定度的评定 [J], 王承忠
5.用PC直接获取数字示波器波形和联机波形参数测量 [J], 邱榕
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宽） 来进行计算 ， 于最佳测量能力的评定 ， 对 可以分 为 以下 四种 情况 ： （）当 Ｓ 可应用， １ 修约间隔为 ０ ｉ 时 ： ．Ｊ
，
９
（ ）一 ［ ｚ，） Ｕ（ ，） ｘ，） （ １ ＋ ２ ＋Ｕ （ ｓ ＋ （ ４ ） １ ３ ３ ｘ， ］／ １ ＝ ［ ＋０ ３ ３４叠 ． ３ ＋ ０ ０ １６ ＋ ０ ０ ０８ １ Ｊ ． ４ ｓ ． ０ ４ ３／（）
维普资讯
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测 量 不 确 定 度 直 接 评 定 法 和 综 合 评 定 法 的 几 个 典 型 实例
第二 讲 综 合 评 定 法 实例 １ — 金 属 冲 击 试 验 测 量 不 确 定 度 的评 定 （ ） — 续
— —
ＬＥＣＴＵＲＥ Ｎｏ ２ ＴＨＥ ． ＥＸＡＭ Ｐ ＬＥ ＹＮＴＨＥＴＩ １ ＯＦ Ｓ Ｃ ＥＶＡＬＵＡＴＩ ＯＮ ＥＴＨＯＤ Ｍ
—
—
ＴＨＥ ＥＶＡＬＵＡＴＩ ＯＮ ＯＦ ＴＨＥ ＥＡＳ Ｍ ＵＲＥＭ ＥＮＴ ＵＮＣＥ ＲＴＡＩ ＮＴＹ ＯＲ Ｆ ＴＨＥ
的扩展不确定 度。对于 冲击 试验可 以借 助于合乎 ＧＢ Ｔ ８５ －２０ ／ １６ ８ ０ ２标准 要求 的一 组 （ ２ 个 ） 准 ≥ ５ 标
冲击 试样 来评 定 ， 定 步 骤 与 方法 同前 。这 种情 况 评 下得 到 的 Ｓ 较小 ， 因为标样 材质 的均 匀性 比一 般 检 测试 样 的均 匀性 好 。显 然 ， 时标 样 的 标 准 差应 采 此 用标 样组 的 实 际标 差 Ｓ ， 冲击 试 验 机 的误 差 也 应 采用 证 书上 给 出的 实 际误 差 Ｅａ 实 际 误 差 Ｅ 的半 ｆ （
收 稿 日期 ：０ ５０一 Ｉ ２ ０ —８Ｉ
（１ ３）
（ ｆ一１．Ｊ ， Ｅａ ３８）检验工作冲击试验机的标准试样 的 标差 Ｓ 一２６ Ｊ ． ９。对于本冲击试验的结果 ， 修约间 隔为 １， Ｊ所以根据式（３ ， ３ ）所求的最佳测量能力为 ：
Ｕ最 佳一 ２ Ｕ １（ ｘ １ ）＝ ２ ｓ ＋ ０ ３ ３４ 毫 ， Ｅ ； ． ３ ＋０ ０ １６ ＋ ． ４ ５ ０ ０ ４１ ． ８ ３／ ２ ５ ０ ０ ３ ３４×１ ． ． ４ 一 ［． ６ ＋ ． ３ ３ ８ ＋０ ０ １６ Ｘ ２ ６ ０ ０ ４１ 一 １ （） ． ９ ＋ ． ８ ３ ９ Ｊ
状 态 稳定 Ｓ 可 以应 用 。试验 机 的误差 Ｅ一 ±１ ． Ｊ 。 ３ ８
则 最 佳测量 能力为 ：
Ｕ量 一 ２Ｘ Ｕ，（ ）＝ ２ ＋ ０ ３ ３４ ＋ 佳 ９ Ｅ ． ３ ０ ０ １６ ＋０ ０ ０８ １ （） ． ４ ｓ ． ０ ４ ３ Ｊ Ｕ． ＝ ２ 量 佳 Ｘ ， （ ）一 ２ Ｓ ＋ｏ ３ ３４强 １ ｏ Ｅ ． ３ ＋
（ Ｏ ３ ）
［ ＋ （ ． ７ Ｅ Ｏ ５ ７４ ｋ ） （． ０ Ｓ，） ＋ ０ ０ ９］／ ＋ Ｏ ２ ４ ｆ ． ２ ＝
准要求的一组（ ５ ） ≥２ 个 标准冲击试样（ 本评定的标 准能量值是 Ａ 一１３） ９Ｊ来评定最佳测量能力。经试 验得到 Ｓ 一５ｏ Ｊ原始数据从 略）并 经判定试 验 ． ６（ ，
（） ４ Ｓ 不可用 ， 采用 Ｓ ， 一 修约间隔为 １ 时 ： Ｊ
Ｕ 佳 一 ２ Ｕ， （ 量 ． Ｘ ２ ）一 ２ １ Ｅ ＋０ ３ ３４ ＋ ． ３ Ｅ （４ ３） ０ ０ １６ ＋ ０ ０ ４１ （） ． ４ ｓ ． ８ ３ Ｊ
显然 ， 对每一实验室而言， 此值应是最小值。对 于不 同的实验室 ， 此值 越小 ， 测量能力越强 ， 水平越 高； 反之亦然 。也就是说 冲击试验的最佳测量能力 这一数值 ， 是衡量与 比较实验室检测冲击 吸收功的 能 力和水 平 的参量 。
Ｉ ＰＡＣＴ Ｍ ＴＥＳ ＯＦ ＭＥＴＡＬＬＩ Ｍ ＡＴＥＲＩ Ｓ （ Ｔ Ｃ ＡＬ ＣＯＮＴＩ ＮＵＥ）
王承 忠
（ 上海宝钢研 究院分析测试研究 中心 ， 上海 ２ １０ ） ０ ９ ０ 中图分类号 ： １． Ｏ２ ３ ２ 文献 标识码 ： Ａ 文章编号 ：１０ —０ ２ ２ ０ ） ８０ ３－３ ０ １ １ （上 ， Ｓ 不 可应 用 ， ２ 当 。 采用 Ｓ 时 ： 一
作者简介 ： 王承忠 （９ １ ， ， １４ 一） 男 教授级高工 ， 中国实验室国家认 可委员会（ ＮＡＬ） Ｃ 注册技术评审员 。
・
这表明， 对于此实验室的这个 岗位 （ 包括设备 、
３ ７ 最佳 测 量能 力 的评定 ．
０ ０ １６ ＋ ０ ０ ０８ １ （） ． ４ ｓ ．０ ４ ３ Ｊ
（２ ３）
最佳 测 量能 力是 在 检测 处 于 理 想 状态 时 ， 一 ２ ｋ
（） 。 ３ Ｓ 可用 ， 修约间隔为 １ 时： Ｊ
己量 厂佳一 ２ ｃ１ Ｘ Ｕ， （ ）一 ２ ＋ ０ ３ ３４ ＋ １ Ｅ ． ３ ０ ０ １６ ＋ ０ ０４ １ （） ． ４ ｓ ． ８ ３ Ｊ （３ ３）
Ｓ ＯＭ Ｅ ＴＹＰＩ ＣＡＬ ＥＸＡＭ ＰＬＥＳ ＯＦ Ｉ Ｍ ＥＤＩ Ｍ ＡＴＥ ＥＶＡＬ ＵＡＴＩ ＯＮ ＥＴＨＯＤ Ｍ ＡＮＤ Ｓ ＹＮＴＨＥＴＩ ＥＶＡＬ Ｃ ＵＡＴＩ ＯＮ ＥＴＨＯＤ ＯＲ Ｍ Ｆ ＴＨＥ ＥＡＳ Ｍ ＵＲＥＭ ＥＮＴ ＵＮＣＥＲＴＡＩ ＮＴＹ